Capital humain et dualisme sur le marché du travail

CAPITAL HUMAIN ET DUALISME SUR LE MARCHÉ DU TRAVAIL Collection dirigée par JEAN HOUARD ÉCONOMIE SOCIÉTÉ R É G I O N ...

Author: Frédéric Docquier | David de La Croix | Christine Mainguet | Sergio Perelman | Etienne Wasmer (eds)

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CAPITAL HUMAIN ET DUALISME SUR LE MARCHÉ DU TRAVAIL

Collection dirigée par JEAN HOUARD

ÉCONOMIE SOCIÉTÉ R É G I O N

Créée à l’initiative du Service des études et de la statistique du Ministère de la Région wallonne, cette collection poursuit un triple objectif. • D’abord, replacer les problématiques régionales dans leur contexte économique et social. Trop souvent, en effet, le fait régional est observé comme s’il existait de manière autonome, à la lumière de la théorie dite du « développement régional ». Or, une bonne compréhension de la dimension régionale implique l’insertion de celle-ci dans l’ensemble national et international dont elle est partie constitutive. En outre, l’ensemble des outils d’analyse et d’interprétation dont disposent les sciences humaines doivent lui être appliqués. • Ensuite, pour chacun des domaines envisagés, offrir à l’ensemble des chercheurs qui y sont actifs la possibilité de publier les résultats de leurs travaux. L’objectif est de disposer ainsi, en chaque matière abordée, de la gamme d’informations et d’éclairages la plus vaste possible. • Enfin, diffuser, auprès d’un public large et varié, les résultats acquis des recherches, mais aussi susciter le plus grand nombre de réactions susceptibles d’alimenter et d’enrichir le débat.

M. BEINE, F. DOCQUIER (Éds), Croissance et convergence économiques des régions. Théorie, faits et déterminants G. CLIQUET, J.-M. JOSSELIN (Éds), Stratégies de localisation des entreprises commerciales et industrielles. De nouvelles perspectives D.

CROIX, F. DOCQUIER, CH. MAINGUET, S. PERELMAN ET É. WASMER (Éds), Capital humain et dualisme sur le marché du travail

DE LA

F. DOCQUIER (Éd.), La solidarité entre les régions. Bilan et perspectives P. DORAY, CH. MAROY, La construction sociale des relations entre éducation et économie. Les cas des formations en alternance en Wallonie et au Québec

ÉCONOMIE SOCIÉTÉ R É G I O N

David de la Croix, Frédéric Docquier, Christine Mainguet, Sergio Perelman et Étienne Wasmer (Éds)

Collection du Service des études et de la statistique du Ministère de la Région wallonne

CAPITAL HUMAIN ET DUALISME SUR LE MARCHÉ DU TRAVAIL

Pour toute information sur notre fonds et les nouveautés dans votre domaine de spécialisation, consultez notre site web : http://www.deboeck.be

© De Boeck & Larcier s.a., 2002 Éditions De Boeck Université Rue des Minimes 39, B-1000 Bruxelles

1re édition

Tous droits réservés pour tous pays. Il est interdit, sauf accord préalable et écrit de l’éditeur, de reproduire (notamment par photocopie) partiellement ou totalement le présent ouvrage, de le stocker dans une banque de données ou de le communiquer au public, sous quelque forme et de quelque manière que ce soit. Imprimé en Belgique D 2002/0074/110

ISBN 2-8041-3994-8 ISSN 1376-2265

REMERCIEMENTS

De nombreuses contributions aÁ cet ouvrage sont issues des travaux preÂe paratoires du 14 CongreÁs des EÂconomistes Belges de Langue FrancËaise qui s'est tenu aÁ LieÁge en novembre 2000. Nous remercions vivement le CIFOP (Centre Interuniversitaire de Formation Permanente), en particulier Monsieur Albert Schleiper de nous autoriser aÁ reproduire ces analyses. Plusieurs contributions ont eÂteÂ remanieÂes par leurs auteurs en vue de cette publication. Merci eÂgalement aÁ Jacques Thisse de nous avoir encourageÂ aÁ reÂaliser ce livre. Notre reconnaissance s'adresse aÁ tous ceux qui, de preÁs ou de loin, ont apporteÂ leur aide eÂditoriale, en particulier Mohamed Bouzahzah, qui a participeÂ aÁ la traduction d'un article, et Christine Ruyters, Marc Demeuse, Claire Gavray, Michel Laffut, Sylvie Petit et Vincent Vandenberghe pour leur aide dans l'eÂlaboration de l'annexe.

INTRODUCTION

Toutes les formes d'organisation eÂconomique geÂneÁrent des ineÂgaliteÂs entre les individus et les groupes sociaux, meÃme lorsqu'elles se veulent eÂgalitaires. Les eÂconomies de marcheÂs de l'apreÁs-guerre, apreÁs des deÂcennies de prospeÂriteÂ et des politiques sociales ambitieuses, n'ont pas pu, au cours des vingt dernieÁres anne Â es, 1 enrayer un accroissement des ineÂgaliteÂs dans la distribution des revenus . Les ineÂgaliteÂs peuvent avoir un roÃle positif au sens ouÁ elles augmentent les incitations individuelles des individus aÁ se former, aÁ travailler et aÁ eÂpargner, mais elles ont aussi de treÁs nombreux effets pervers, aussi bien en termes d'injustice sociale qu'en termes d'efficaciteÂ eÂconomique, car elles peuvent entraõÃner des situations de trappes de pauvreteÂ, de concentration de choÃmage dans les villes ou les reÂgions en deÂclin, et de criminaliteÂ voire de violence organiseÂe. Il est indispensable, pour les femmes et les hommes politiques et plus geÂneÂralement les deÂcideurs eÂconomiques, de bien comprendre ces enjeux, de disseÂquer les meÂcanismes eÂconomiques sous-jacents aux theÁmes des ineÂgaliteÂs et de capital humain, et de pouvoir apporter les reÂponses efficaces que la socieÂteÂ attend d'eux. Car en effet, comme le e soulignait Joseph Stiglitz au 15 CongreÁs de l'Association EÂconomique Internationale aÁ Buenos Aires, faute d'analyse adeÂquate du fonctionnement des eÂconomies, il n'est pas suÃr que les remeÁdes proposeÂs ne soient pas pires que le mal. Cet ouvrage collectif tente preÂciseÂment de deÂcrire, pour un public eÂlargi, les enseignements de travaux meneÂs par diffeÂrentes eÂquipes de recherche, en Belgique et dans un certain nombre d'autres pays europeÂens. Tout au long de cet ouvrage, de nombreuses eÂtudes tentent d'appreÂhender la contribution de chacune des formes de revenu (revenu du travail, revenu du capital, transferts publics...) aÁ l'accroissement de ces ineÂgaliteÂs. Elles soulignent 1 Les niveaux de dispariteÂ atteints aujourd'hui sont toutefois sans commune mesure avec ceux observeÂs en deÂbut du XXe sieÁcle (voir Piketti, 2000).

8

Introduction

le roÃle fondamental que jouent les parcours individuels sur le marcheÂ du travail. Deux effets opeÁrent conjointement2 : ± d'une part, on observe une polarisation des opportuniteÂs d'emploi : le nombre de meÂnages sans emploi a augmenteÂ alors que le nombre de meÂnages cumulant plusieurs emplois s'accroõÃt; ± d'autre part, les eÂcarts de salaires entre les emplois sont de plus en plus eÂleveÂs. Suite aÁ ce constat, les eÂconomistes ont tenteÂ d'analyser le choÃmage et la preÂcariteÂ dans un cadre eÂlargi, qu'on peut regrouper sous le nom de des marcheÂs du travail europeÂens. Ils se sont poseÂ la question de la coexistence d'une part, de secteurs aÁ haut niveau de protection pour les employeÂs et d'autre part, de secteurs destineÂs aÁ apporter aux entreprises la reÂserve de flexibiliteÂ qu'elles reÂclament. Plus preÂciseÂment, cette dualisation du marcheÂ du travail oppose un segment primaire (comprenant les travailleurs en contrat aÁ dureÂe indeÂtermineÂe, ayant de l'ancienneteÂ, des droits au choÃmage...) et un segment secondaire (comprenant des travailleurs sous contrat aÁ dureÂe deÂtermineÂe, en inteÂrim, en emploi preÂcaire ou subventionneÂ...). La plupart des eÂtudes empiriques montrent clairement que ce dualisme deÂpend fortement du choix eÂducatif, de la formation et de l'expeÂrience professionnelle des individus. Ainsi, si le segment primaire est essentiellement composeÂ de travailleurs masculins, il est aussi constitueÂ, de facËon majoritaire, d'individus ayant un niveau eÂleveÂ d'eÂtudes et/ou d'expeÂrience professionnelle. Les notions de dualisme sur le marcheÂ du travail et de capital humain sont donc deux concepts indissociables qui meÂritent d'eÃtre analyseÂs conjointement. NeÂanmoins, le est un concept complexe, juxtaposant les compeÂtences inneÂes, acquises via l'eÂducation, l'expeÂrience ou la formation. On est alors en droit de s'interroger sur les facteurs qui poussent les individus aÁ accumuler ces compeÂtences ainsi que sur les externaliteÂs sociales (en termes de croissance ou de productiviteÂ totale des facteurs) qui deÂcoulent de cette accumulation. Ceci est d'autant plus important que, si les eÂtudes microeÂconomiques existantes concluent geÂneÂralement aÁ un rendement priveÂ important de l'eÂducation, les rendements priveÂs de la formation restent peu connus et l'importance des externaliteÂs macroeÂconomiques (principalement les externaliteÂs de croissance) est treÁs controverseÂe. Toujours est-il que le capital humain est souvent consideÂreÂ, aÁ tort ou aÁ raison, comme un facteur explicatif primordial des eÂcarts de performance reÂgionale en Belgique. AÁ titre d'exemple, un certain nombre d'explications ou de steÂreÂotypes sont parfois avanceÂs pour justifier les eÂcarts entre la Flandre et la Wallonie: un retard de qualifications au sein des actifs (principalement chez les dualisation

capital humain

2 Voir la version exhaustive de Burniaux et al. (1998) ou la version syntheÂtique de FoÈrster (1998).

Introduction

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choÃmeurs en Wallonie), des reÂsultats peu flatteurs des eÂtudiants francophones aux tests internationaux, des filieÁres techniques et professionnelles percËues comme des filieÁres de releÂgation surtout en Wallonie et enfin, des choix universitaires des wallons, reÂpondant davantage aÁ une logique de queÃte de statut social qu'aÁ une rationaliteÂ eÂconomique. Tout cela est-il fondeÂ ? Les reÂpercussions macroeÂconomiques sont-elles significatives? Quels ajustements faut-il mettre en place pour ameÂliorer les performances eÂconomiques? L'objet de cet ouvrage est d'explorer les interactions eÂconomiques majeures entre le capital humain, le fonctionnement du marcheÂ du travail et . Les liens de causaliteÂ entre ces notions sont multiples. Tout d'abord, comme le soulignent les analyses theÂoriques reÂcentes (voir Barro , 1995), le stock de capital humain est susceptible d'affecter la compeÂtitiviteÂ et la croissance d'une reÂgion. Ensuite, les performances eÂconomiques reÂgionales jouent un roÃle fondamental dans l'eÂmergence de poÃles d'emplois et de poches de choÃmage, creÂant ainsi les conditions d'apparition d'un dualisme sur le marcheÂ du travail. Ces dispariteÂs d'emploi et de production ont aÁ leur tour un effet structurant sur le paysage eÂconomique, favorisant la concentration de capital humain et d'activiteÂs geÂneÂratrices d'emplois dans certains poÃles de croissance (voir Fujita et Thisse, 1997). Le tout est eÂvidemment conditionneÂ par l'existence d'institutions reÂgionales qui deÂfinissent les reÁgles de fonctionnement des marcheÂs du travail et le deÂveloppement des qualifications. Les travaux preÂparatoires du congreÁs des eÂconomistes belges de langue francËaise de novembre 2000 ont largement abordeÂ ces interactions. La Commission 1 s'est pencheÂe sur la question du dualisme et des institutions du marcheÂ du travail. La Commission 4 a examineÂ le roÃle du capital humain en tant que moteur de deÂveloppement reÂgional. L'objet de cet ouvrage est de rassembler une seÂlection des travaux de ces deux commissions, augmenteÂe de quelques contributions relatives au roÃle de la formation professionnelle, traitant de facËon explicite des intersections entre capital humain, marcheÂ du travail et croissance reÂgionale. Les contributions peuvent eÃtre regroupeÂes en trois grandes parties. La premieÁre traite plus preÂciseÂment du dualisme en Belgique et dans les pays deÂveloppeÂs. La seconde aborde les liens fondamentaux entre capital humain et emploi. Enfin, la dernieÁre partie explore les implications macroeÂconomiques en matieÁre de croissance et de convergence reÂgionale. Une annexe statistique rassemble les statistiques majeures permettant d'appreÂhender l'eÂtat du marcheÂ du travail et de l'offre de capital humain dans les reÂgions europeÂennes. la crois-

Â gionale sance re

et al.

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Introduction

1.

LE

Â DU TRAVAIL DUALISME SUR LE MARCHE

Dans le , Sergio Perelman, Jorge Rodrigues et EÂtienne Wasmer proposent une comparaison des marcheÂs du travail ameÂricain et belge et deÂmontrent de facËon assez inattendue que, malgreÂ des formes institutionnelles treÁs diffeÂrentes, la Belgique et les EÂtats-Unis preÂsentent le meÃme caracteÁre de dualisme associeÂ aux caracteÂristiques individuelles. En d'autres termes, aÁ l'exception de la dimension reÂgionale qui est nettement plus marqueÂe en Belgique, ce sont les meÃmes individus que l'on retrouve dans le secteur primaire ou secondaire. Aux EÂtats-Unis, l'appartenance au segment primaire se traduit par un salaire beaucoup plus eÂleveÂ et un nombre d'heures travailleÂes important. En Belgique, les auteurs ont constateÂ le meÃme pheÂnomeÁne au niveau des heures presteÂes ainsi qu'une propension treÁs forte aÁ occuper un emploi en contrat aÁ dureÂe indeÂtermineÂe. Pour autant, la ressemblance entre la Begique et les EÂtats-Unis s'arreÃte sur un point majeur: la part des salarieÂs du secteur secondaire est de 45% aux EÂtats-Unis, de 30% en Belgique. Il se peut que cette diffeÂrence refleÁte la preÂfeÂrence des socieÂteÂs europeÂennes pour un emploi de meilleure qualiteÂ, quitte aÁ ce que cela meÁne aÁ une reÂduction de l'emploi des cateÂgories du secteur secondaire. L'eÂtude du dualisme serait incompleÁte si elle ne s'accompagnait pas d'une compreÂhension des probleÁmes de mobiliteÂ. DeÁs lors, le , deÂveloppeÂ par Emmanuel Dhyne et BenoõÃt Mahy, analyse les transitions individuelles entre statuts sur le marcheÂ du travail aÁ partir des donneÂes du panel de deÂmographie familiale (PSBH, Panel Study on Belgian Households). Le modeÁle utiliseÂ permet l'estimation des probabiliteÂs de transition entre le non-emploi, l'emploi dans le secteur secondaire (CDD et sous-emploi) et l'emploi dans le secteur primaire (CDI). Les reÂsultats indiquent qu'il ne semble pas y avoir un fort cloisonnement entre les marcheÂs primaires et secondaires; en revanche, ce cloisonnement existe de facËon marqueÂe entre les situations d'emploi et de non-emploi, c'est-aÁ-dire l'inactiviteÂ et le choÃmage. Par ailleurs, l'analyse par sexe, aÃge et type de qualification confirme que ce sont les femmes, les jeunes et les travailleurs peu qualifieÂs qui subissent plus de transitions entre statuts et qui sont donc plus concerneÂs par la « flexibilisation». D'un point de vue reÂgional, la Wallonie est marqueÂe par un deÂveloppement treÁs important de son marcheÂ du travail secondaire, en comparaison avec la Flandre. Une eÂtude des deÂterminants familiaux de la mobiliteÂ est proposeÂe dans le coeÂcrit par Laurence Broze, Claire Gavray et Christine Ruyters. AÁ partir de donneÂes longitudinales du PSBH, les auteurs identifient les transitions individuelles entre diffeÂrentes situations d'emploi et de non-emploi sur la peÂriode 1994-1996. Ce sont les femmes qui apparaissent plus exposeÂes que les hommes au risque d'enlisement dans le marcheÂ du travail secondaire. L'analyse de ces tranchapitre 1

chapitre 2

chapitre 3

Introduction

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sitions aÁ l'aide d'un modeÁle Probit permet aux auteurs d'identifier les variables qui jouent un roÃle deÂterminant sur la mobiliteÂ socioprofessionnelle. Il apparaõÃt que ce sont fondamentalement les caracteÂristiques de type familial qui interviennent pour expliquer les transitions entre les marcheÂs du travail primaire et secondaire. En outre, il apparaõÃt qu'un meÃme facteur peut jouer dans un sens diffeÂrent pour les hommes et les femmes, telle la preÂsence d'enfants dans le meÂnage. Une politique majeure de stimulation de la mobiliteÂ socioprofessionnelle est la formation. Dans le , Bart Cockx analyse les effets des formations professionnelles du FOREM (Office public de l'emploi et de la formation) sur la sortie du choÃmage en Wallonie. La peÂriode couverte va de 1989 aÁ 1993, des anneÂes pendant lesquelles, en moyenne, chaque mois, preÁs de 5% des choÃmeurs wallons participent aÁ diffeÂrents types de formation. Afin de pouvoir identifier correctement l'effet de ces formations sur les probabiliteÂs de sortie du choÃmage, de nombreux biais statistiques doivent eÃtre pris en compte dans la modeÂlisation eÂconomeÂtrique. L'auteur corrige ces biais et confirme le roÃle positif de la formation sur les sorties du choÃmage. AÁ titre d'exemple, selon cette eÂtude, on peut s'attendre aÁ ce que seulement 24% des choÃmeurs ayant suivi une formation de 2 mois soient encore au choÃmage 16 mois apreÁs, contre 48% pour ceux n'ayant pas eu de formation. AÁ partir des donneÂes issues des enqueÃtes sur les forces de travail, le de BeÂatrice Van Haeperen s'inteÂresse aux eÂvolutions reÂcentes en matieÁre de flexibiliteÂ du marcheÂ du travail. Son eÂtude porte sur la Belgique de 1988 aÁ 1998 et met en eÂvidence le caracteÁre multidimensionnel de la flexibiliteÂ en s'inteÂressant aÁ l'eÂvolution du type de contrat, de la dureÂe hebdomadaire du travail et aux ameÂnagements observeÂs au niveau des horaires. Selon l'auteur, la relation entre flexibiliteÂ et preÂcariteÂ semble se distendre, laissant la place aÁ une segmentation plus complexe et plus floue. Le risque d'alteÂration de la qualiteÂ des emplois serait aujourd'hui plus grand, mais pas le meÃme pour tous. En dernier lieu, BeÂatrice Van Haeperen s'interroge sur le roÃle de la formation continue et sur les politiques de reÂduction de la dureÂe leÂgale du travail. Elle note d'une part, que la formation continue aura davantage d'effets sur les relations de long terme entre l'entreprise et le travailleur; d'autre part, partant du constat que heures et travailleurs ne sont pas parfaitement substituables, la reÂduction de la dureÂe leÂgale du travail pourrait s'aveÂrer contre-productive. Dans le , Gilles Saint-Paul eÂtudie la structure des flux du marcheÂ du travail en Espagne et les compare avec ceux de la France et des EÂtats-Unis. Ceci permet de caracteÂriser un certain nombre de reÂgulariteÂs empiriques et de faits styliseÂs. Un des reÂsultats frappant est que le taux d'engagement est leÂgeÁrement supeÂrieur en France, tandis que le taux de licenciement y est beaucoup plus eÂleveÂ, mettant l'Espagne aÁ mi-chemin entre la France et les EÂtats-Unis. Cela suggeÁre que, bien que l'Espagne ait supporteÂ totalement le couÃt de ses reÂformes du marcheÂ chapitre 4

chapi-

tre 5

chapitre 6

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Introduction

du travail en termes de preÂcariteÂ de l'emploi, les beÂneÂfices en termes de creÂation d'emplois ont eÂteÂ assez modestes. L'auteur avance l'hypotheÁse que cela a eÂteÂ duÃ aÁ l'imparfaite creÂdibiliteÂ de la reÂforme, ce qui laisse anticiper un renversement de la situation par les acteurs eÂconomiques: en particulier, les entreprises ne sont pas passeÂes dans un nouveau reÂgime d'embauches que le surcroõÃt de flexibiliteÂ pouvait leur laisser espeÂrer. Une interpreÂtation alternative est que le probleÁme essentiel du choÃmage espagnol n'est pas lieÂ aux rigiditeÂs du marcheÂ du travail mais aÁ des imperfections d'une autre nature (marcheÂ du creÂdit, mobiliteÂ). Le de SeÂbastien Laurent propose de mettre en eÂvidence, pour un panel de travailleurs salarieÂs masculins, le roÃle du capital humain et d'autres facteurs potentiels Ð tels l'aÃge, l'expeÂrience, le secteur d'activiteÂ, la position sociale Ð sur l'emploi et le niveau des salaires en Belgique. Sur base des quatre premieÁres vagues du PSBH (1992-1995), l'auteur estime la relation entre, d'une part, le diploÃme obtenu et, d'autre part, le fait d'avoir un emploi ainsi que le niveau de reÂmuneÂration correspondant. Les reÂsultats obtenus mettent en eÂvidence non seulement le roÃle du niveau des eÂtudes mais eÂgalement celui des orientations poursuivies sur le rendement en capital humain. Ils montrent eÂgalement l'existence de dispariteÂs reÂgionales importantes tant en termes de taux d'occupation que de niveau des salaires. Au deÂpart d'une breÁve discussion sur l'eÂtat du « stock» de capital humain en Wallonie et aÁ Bruxelles, Vincent Vandenberghe et Jean Ries explorent, dans le , la question des « incitants » qu'ont les acteurs de l'enseignement (individus et pouvoirs publics) aÁ investir dans ce type particulier de capital. Ce chapitre a pour objectif d'eÂvaluer les rendements priveÂs (surcroõÃt de revenus nets) et fiscaux (surcroõÃt d'impoÃts payeÂs) de l'investissement dans le capital humain (mesureÂ par le niveau d'eÂtudes terminal), pour chacune des reÂgions formant la Belgique, en distinguant hommes et femmes et en tenant compte des taux d'activiteÂ par diploÃme et genre. La meÂthode utiliseÂe est celle du taux de rendement interne (Internal Rate of Return). Les donneÂes sont extraites du panel belge des meÂnages (PSBH). Les revenus nets et bruts utiliseÂs correspondent aÁ l'anneÂe 1995. Les auteurs concluent que l'investissement en capital humain est treÁs rentable dans l'ensemble du pays, tant du point de vue priveÂ que public. Les taux de rendements sont estimeÂs autour de 10 %. chapitre 7

chapitre 8

2.

Â DUCATION, E

FORMATION ET EMPLOI

Dans le , Michel Laffut et Christine Ruyters preÂsentent une tentative d'eÂvaluation du sous-emploi et de la reÂserve de main-d'úuvre latente en Belgique. AÁ partir de donneÂes administratives et se basant sur les deÂfinitions de chapitre 9

Introduction

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l'Organisation internationale du travail (OIT), ils mesurent l'importance de cette population dans les trois reÂgions qui composent la Belgique. PreÁs d'une vingtaine de cateÂgories sont analyseÂes en tant que constituantes du sous-emploi ou de la reÂserve de main-d'úuvre. Les auteurs montrent que le sous-emploi en Wallonie a connu son point culminant en 1992 avec un taux de 10,7%, pour se stabiliser ensuite autour de 7 %, c'est-aÁ-dire au meÃme niveau qu'en Flandre et aÁ Bruxelles. Par contre, la reÂserve de main-d'úuvre, qui regroupe le sous-emploi, le choÃmage et d'autres formes de non-emploi, repreÂsente en 1998 un peu plus de 30% de la population active en Wallonie et aÁ Bruxelles, contre 22,5 % en Flandre. Ils signalent que ces taux sont toujours plus eÂleveÂs parmi la population feÂminine (plus de 35% en Wallonie en 1998). Le , reÂdigeÂ par Jean-Luc Guyot, Christine Mainguet, FrancËoise Vanderkelen et BeÂatrice Van Haeperen, aborde la question du capital humain par l'examen des besoins des entreprises wallonnes en matieÁre de qualifications, et ce dans une perspective preÂvisionnelle. Il se base sur les reÂsultats d'une enqueÃte visant aÁ identifier, aÁ partir d'un eÂchantillon de 3.000 eÂtablissements situeÂs en reÂgion wallonne, les perspectives d'embauches des entreprises. Une analyse des caracteÂristiques des engagements futurs est proposeÂe, en privileÂgiant les dimensions relatives aux qualifications (niveau et domaine d'eÂtudes, expeÂrience, connaissance des langues...). Ces eÂleÂments sont mis en relation avec d'autres sources de donneÂes sur le marcheÂ de l'emploi. Dans le , Muriel Dejemeppe, Bart Cockx et Bruno Van der Linden s'inteÂressent au probleÁme du choÃmage des moins qualifieÂs. ApreÁs avoir identifieÂ deux meÂcanismes alternatifs (l'inadeÂquation des qualifications et les deÂqualifications en cascade), ils s'interrogent sur l'importance de ces meÂcanismes dans l'eÂmergence d'un choÃmage massif au sein de cette cateÂgorie de travailleurs. Malheureusement, ces deux meÂcanismes sont des modeÁles concurrents et les reÂsultats ne peuvent eÃtre deÂpartageÂs en raison de probleÁmes d'identification. NeÂanmoins, en fonction des travaux reÂcents dans le domaine, les auteurs concluent que le probleÁme de deÂqualification en cascade ne peut eÃtre que « transitoire du point de vue du travailleur». Dans le long terme, le probleÁme central reste la reÂduction tendancielle de la demande de travail peu qualifieÂ. DeÁs lors, pour les auteurs, les politiques de lutte contre le choÃmage doivent continuer aÁ s'attaquer, en premier lieu, aux probleÁmes de formation et aÁ la preÂservation des emplois aÁ niveau de qualification relativement moins eÂleveÂ. Ensuite se pose le probleÁme de la veÂritable mesure du capital humain, concept souvent introduit de facËon simplifieÂe dans les eÂquations eÂconomeÂtriques de croissance ou de productiviteÂ. Cependant, pour lui donner du sens et permettre l'action, il convient d'eÂtudier ce qui se cache derrieÁre ce concept en ne se limitant pas aÁ des cateÂgories, comme par exemple les diploÃmes, mais en essayant de deÂgager ce qui constitue la reÂelle « plus-value» lieÂe aÁ la possession d'un titre chapitre 10

chapitre 11

14

Introduction

plus eÂleveÂ dans la hieÂrarchie scolaire. Cette deÂmarche constitue un objet d'eÂtude pour les psychologues et les speÂcialistes des sciences de l'eÂducation. C'est laÁ l'objet du eÂcrit par Marc Demeuse qui tente de montrer comment cela peut eÃtre accompli et quelles sont les difficulteÂs qui surgissent. L'eÂquiteÂ et l'efficaciteÂ sont des prioriteÂs communeÂment assigneÂes aux systeÁmes eÂducatifs des pays occidentaux. Le but du , coeÂcrit par Marie-Denise Zachary, Vincent Dupriez et Vincent Vandenberghe, est de questionner la relation entre les structures scolaires et ces deux prioriteÂs. L'organisation d'un systeÁme scolaire a-t-elle des reÂpercussions sur l'efficaciteÂ et, plus particulieÁrement, sur l'eÂquiteÂ de ce dernier, eÂquiteÂ entendue comme la capaciteÂ des systeÁmes scolaires aÁ minimiser la relation de deÂpendance des performances scolaires des eÂleÁves par rapport aÁ leur origine socioeÂconomique? Les auteurs posent l'hypotheÁse que plus un systeÁme eÂducatif recourt aÁ un tronc commun long, plus il est eÂquitable, hypotheÁse qu'ils tentent de veÂrifier aÁ partir des scores obtenus par diffeÂrents pays europeÂens aÁ l'enqueÃte internationale reÂaliseÂe en 1995 par l'IEA (l'Association internationale pour l'eÂvaluation du rendement scolaire), concernant les acquis en matheÂmatiques et en sciences des eÂleÁves deÂbutant l'enseignement secondaire. Dans cette contribution, les auteurs traitent en filigrane la question de l'efficaciteÂ, largement abordeÂe et commenteÂe lors de la publication des reÂsultats de TIMSS (Third International Mathematics and Sciences Study), pour se concentrer plus longuement sur celle de l'eÂquiteÂ, en la confrontant aux caracteÂristiques des structures scolaires. Les auteurs concluent que l'enseignement de la CommunauteÂ francËaise n'est ni particulieÁrement efficace, ni particulieÁrement eÂquitable. Il y a donc clairement de la place pour des reÂformes qui peuvent ameÂliorer l'efficaciteÂ sans nuire aÁ l'eÂquiteÂ et reÂciproquement. Le de Olivier Debande et Jean-Luc De Meulemeester, propose une description et une tentative de formalisation de quelques pheÂnomeÁnes cleÂs dans l'analyse de la capaciteÂ d'adaptation des systeÁmes d'enseignement supeÂrieur aux besoins eÂconomiques. ApreÁs un apercËu des lignes de force des politiques de reÂforme preÂconiseÂes ces dernieÁres anneÂes, ils deÂveloppent un modeÁle qui confronte une structure d'enseignement supeÂrieur (universiteÂ offrant un curriculum acadeÂmique versus eÂtablissement d'enseignement supeÂrieur plus professionnel) aÁ des eÂtudiants heÂteÂrogeÁnes en termes de preÂfeÂrences pour la qualiteÂ etle type de curriculum. Les auteurs analysent l'impact d'une concurrence bidimensionnelle en qualiteÂ et en varieÂteÂ entre les deux institutions avec asymeÂtrie des couÃts. Distinguant une situation de dominance verticale (la qualiteÂ prime sur le type de curriculum) et horizontale (le curriculum prime sur la qualiteÂ), ils comparent l'eÂquilibre deÂcentraliseÂ aÁ l'optimum social. Les institutions se diffeÂrencient surtout sur la dimension que les eÂtudiants valorisent le plus, mais l'eÂquilibre deÂcentraliseÂ converge vers l'eÂquilibre socialement optimal en dominance verticale. chapitre 12

chapitre 13

chapitre 14

Introduction

15

Au delaÁ d'une augmentation du volume de formation pour certains groupes cibles, les projets de formation professionnelle aÁ destination des travailleurs, financeÂs dans le cadre des projets du Fonds social europeÂen (FSE), visent aÁ tester des pratiques de formation nouvelles. Le de Bernard Conter, Christian Maroy et Jean-FrancËois Orianne deÂcrit une proceÂdure d'eÂvaluation utiliseÂe pour estimer la pertinence des projets retenus, qui, par ailleurs, s'aveÁre faible en regard des criteÁres de prioriteÂ choisis. Le texte met cependant en eÂvidence les ambiguõÈteÂs, si pas les contradictions, de ce type de programme et les difficulteÂs rencontreÂes dans le contexte particulier de la CommunauteÂ francËaise. Ils releÁvent eÂgalement la diversiteÂ des promoteurs de projets et l'apparition de nouveaux acteurs et mettent en eÂvidence un modeÁle dominant d'organisation. L'effet des formations professionnelles de choÃmeurs doit se comprendre aÁ la lumieÁre du diagnostic des causes du choÃmage. Le de Bruno Van der Linden deÂveloppe cet aspect. La mesure de l'effet des politiques du marcheÂ du travail se heurte aÁ des difficulteÂs meÂthodologiques et conceptuelles majeures. L'article explicite ces difficulteÂs et introduit plusieurs notions fondamentales. Ensuite, il preÂsente quelques eÂvaluations meneÂes en Belgique, qui tentent de rencontrer les deÂfis meÂthodologiques. Ces eÂtudes concluent aÁ une efficaciteÂ de ces formations, tant du point de vue de leurs beÂneÂficiaires que du point de vue collectif de l'emploi. Dans le , Isabelle Guerrero deÂfend l'ideÂe selon laquelle les investissements immateÂriels sont mal mesureÂs dans les statistiques bilantaires et macroeÂconomiques existantes. L'aveÁnement de l'eÁre de l'information et de la communication a mis en eÂvidence l'importance du nouveau facteur de creÂation de richesse que constitue la connaissance. L'eÂmergence de ce pheÂnomeÁne pose de seÂrieux probleÁmes conceptuels et rend d'autant plus difficile la mise en úuvre d'actions adeÂquates. L'Union europeÂenne a mis en place un programme ambitieux pour relever ces nouveaux deÂfis en s'attachant tout d'abord aÁ reÂpertorier les concepts et modeÁles theÂoriques centreÂs sur la connaissance avant d'explorer des pistes pour reÂpondre aÁ l'eÂpineux probleÁme poseÂ par la mesure des ressources lieÂes aÁ la connaissance, afin de promouvoir in fine la formation professionnelle au sein des entreprises. Il apparaõÃt que les actions aÁ mettre en úuvre reposent principalement sur une meilleure transparence du capital intellectuel, dont le capital humain n'est qu'un des aspects, afin de mieux impliquer tous les acteurs eÂconomiques concerneÂs par le deÂveloppement des ressources humaines. chapitre 15

chapitre 16

chapitre 17

16

Introduction

3.

IMPLICATIONS

Â CONOMIQUES MACROE

Le capital humain semble se reÂpartir de manieÁre relativement heÂteÂrogeÁne dans l'espace et ce tant pour les pays et reÂgions d'Europe que pour les reÂgions belges. Le de Philippe Monfort a pour but de rassembler quelques-uns des arguments explicatifs de la distribution geÂographique du capital humain en distinguant ceux appartenant, d'une part, aÁ la theÂorie de la croissance et, d'autre part, aÁ l'eÂconomie geÂographique. En particulier, ces cadres permettent de mettre en lumieÁre d'importantes diffeÂrences quant aux effets de l'inteÂgration sur la distribution spatiale des activiteÂs eÂconomiques, selon que les rendements d'eÂchelle sont de nature interne ou externe. Dans le , Henri Sneessens et Fatemeh Shadman-Mehta s'inteÂressent aux diffeÂrences de taux de choÃmage entre les reÂgions belges. Ils se basent sur une seÂrie de travaux anteÂrieurs qu'ils enrichissent en incorporant deux dimensions potentiellement responsables des eÂcarts observeÂs, la dimension geÂographique et celle de la formation de la main-d'úuvre. La premieÁre eÂtape de leur travail consiste aÁ construire un modeÁle qui permet de repreÂsenter l'eÂtat de l'eÂconomie par la fameuse courbe de Beveridge qui repreÂsente le lien entre taux de choÃmage et taux d'emplois vacants. Ce faisant, ils obtiennent des preÂdictions quant aÁ l'eÂvolution des variables dites de « mismatch» qui leur permettent de distinguer les facteurs responsables des divergences entre les reÂgions. Un de leurs constats est que cette divergence est apparue en 1974, ce qui suggeÁre que la reÂponse de la Wallonie aÁ la crise lieÂe au choc peÂtrolier a eÂteÂ inadapteÂe par rapport aÁ la Flandre qui, au contraire, a su s'adapter aÁ la nouvelle donne. Ensuite, les auteurs examinent les conseÂquences des chocs asymeÂtriques (par reÂgions et qualifications) sur les taux de choÃmage. L'analyse fait apparaõÃtre un accroissement continu des dispariteÂs de situations entre reÂgions et qualifications qui peut s'expliquer par le deÂclin des vieilles industries et le deÂveloppement des technologies nouvelles. Les dispariteÂs ainsi creÂeÂes sont d'autant plus importantes que les couÃts de travail s'adaptent peu. Elles semblent eÂgalement avoir eÂteÂ amplifieÂes par la faiblesse de l'investissement en capital physique et en capital humain. S'inscrivant dans le deÂbat sur l'origine des dispariteÂs de croissance entre la Wallonie et la Flandre, le de Philippe Ledent, Christophe Salmon et Isabelle Cassiers poursuit deux objectifs. En premier lieu, il apporte des eÂleÂments de comparaison reÂgionale sur l'acquisition de capital humain, qu'il s'agisse des deÂpenses d'enseignement, du nombre et de la qualiteÂ des diploÃmes, ou des deÂpenses en recherche et deÂveloppement. L'eÂtude vise ensuite aÁ situer le capital humain dans un ensemble plus vaste de facteurs susceptibles d'expliquer les dispariteÂs reÂgionales de la croissance, tels que les investissements, le marcheÂ du travail et les ressources naturelles, ou encore le roÃle exerceÂ par les pouvoirs publics. chapitre 18

chapitre 19

chapitre 20

Introduction

17

Enfin, le , deÂveloppeÂ par Serge Coulombe et Jean-FrancËois Tremblay, propose une analyse empirique de la convergence reÂgionale au Canada fondeÂe sur le modeÁle de croissance d'une eÂconomie ouverte avec parfaite mobiliteÂ des capitaux de Barro, Mankiw et Sala-i-Martin (1995). L'impossibiliteÂ pour un deÂbiteur de mettre son capital humain en nantissement limite la capaciteÂ d'une eÂconomie d'emprunter aÁ l'eÂtranger. La dynamique d'accumulation du capital humain devient alors le moteur de la croissance eÂconomique agreÂgeÂe. Comme l'eÂtablit la theÂorie, un ensemble d'indicateurs de capital humain a convergeÂ aÁ une vitesse similaire aÁ diffeÂrentes mesures de revenu par habitant durant la peÂriode 1951-1996. Une partie importante de la croissance relative des provinces canadiennes s'explique par la croissance relative du stock de capital humain mesureÂ par la proportion de la population ayant obtenu un diploÃme universitaire. chapitre 21

Â FE Â RENCES RE

BARRO, R.J., N.G. MANKIW et X. SALA-I-MARTIN (1995), «Capital mobility in neoclassical models of growth», , 85(1), 103-115. È BURNIAUX, J.M., T.T. DANG, D. FORE, M.F. FORSTER, M. MIRA D'ERCOLE et H. OXLEY (1998), « Income distribution and poverty in selected OECD countries », , në 189, OECD. DEMEULEMEESTER, J.L. et D. ROCHAT (2000), «La place de l'eÂducation dans le deÂveloppement eÂconomique wallon », in : M. BEINE et F. DOCQUIER (eÂds), , Bruxelles: De Boeck. È FORSTER, M. (1998), «La distribution des revenus dans certains pays de l'OCDE : tendances et facteurs deÂterminants », , Commission 2, 61-81. FUJITA, M. et J.F. THISSE (1997), «EÂconomie geÂographique, probleÁmes anciens et nouvelles perspectives», , 45, 37-87. . PIKETTI, T. (2000), «Income inequality in France, 1901-1998», American Economic Review

Economic

Department Working Paper

Croissance et conver-

Â conomiques des Re Âgions gence e

Âparatoire du 13 Rapport pre

e

Â conomistes Ás des E Congre

Belges de Langue Franc Ëaise

Â conomie et de Statistique Annales d'E

Mimeo

CHAPITRE

1 Â DUALISME SUR LE MARCHE

DU TRAVAIL EN BELGIQUE Â TATS-UNIS ET AUX E

1

Sergio PERELMAN

CREPP, UniversiteÂ de LieÁge Jorge RODRIGUES

ECARES, UniversiteÂ Libre de Bruxelles Â tienne WASMER E

ECARES, UniversiteÂ Libre de Bruxelles

1

Les auteurs tiennent a Á remercier l'Institut National de Statistiques pour avoir mis a Á leur disposition les donne Â es

de l'Enque Ãte sur les Forces de Travail 1999, ainsi que les Services Fe Âde Âraux des Affaires Scientifiques, Techniques et Culturelles SSTC (PAI « La nouvelle question sociale ») pour le soutien financier. Ils remercient e Â galement BenoõÃt Mahy pour ses commentaires pre Âcis.

20

Â tats-Unis Â du travail en Belgique et aux E Dualisme sur le marche

REÂSUMEÂ Le marcheÂ du travail est-il segmenteÂ en diverses cateÂgories, en diffeÂrents clusters ? Pour aborder cette question, nous utilisons une deÂmarche consistant aÁ chercher des dimensions pouvant eÃtre interpreÂteÂes comme l'appartenance aÁ un segment d'un marcheÂ du travail dual composeÂ de travailleurs primaires et secondaires. Cette meÂthode, appliqueÂe aÁ deux eÂchantillons repreÂsentatifs d'employeÂs ameÂricains et belges, fait ressortir que le segment primaire comprend en geÂneÂral des hommes, des adultes et des personnels qualifieÂs, et le segment secondaire des femmes, des jeunes et des travailleurs non qualifieÂs. Une interpreÂtation de cette dimension est l'attachement au marcheÂ du travail, ce qui est veÂrifieÂ par le fait que l'appartenance au segment primaire a des implications fortes sur les salaires et sur les heures travailleÂes. La similariteÂ des reÂsultats entre les deux pays s'arreÃte cependant aÁ la reÂpartition de l'emploi dans les deux segments : le segment secondaire est plus deÂveloppeÂ aux EÂtats-Unis (50 %) qu'en Belgique (30 %). Une conjecture aÁ veÂrifier est que cela refleÁte une preÂfeÂrence plus marqueÂe de la socieÂteÂ belge pour l'emploi stable du segment primaire, peut-eÃtre au prix d'un sous-emploi des cateÂgories du segment secondaire.

1. INTRODUCTION Les ine Â galite Â s sur le marche Â du travail sont tre Ás importantes et prennent de nombreuses formes. La plus marquante est l'ine Âgalite Â des revenus lie Âs a Á l'emploi. Une mesure fre Â quente de cette ine Âgalite Â est le rapport entre le salaire des 10 % les plus paye Â s et le salaire des 10 % les moins paye Âs. Ce rapport varie assez fortement entre les pays, en fonction des institutions et de la tole Ârance de la socie Âte Â pour Â tats-Unis ou l'ine Â galite Â . Il est le plus e Âleve Â aux E Á il atteint 4,5, il est de 3,4 au Royaume-Uni, de 2,3 en Belgique et de 2 en Sue Áde. Dans les pays anglo-saxons, l'ine Â galite Â des salaires a en outre augmente Â dans les anne Âes 80 et 90. Dans les marche Â s du travail d'autres pays de l'OCDE, l'accroissement de la dispersion des salaires a e Â te Â plus limite Â , mais s'est parfois accompagne Â d'une grande he Âte Â roge Âne Â ite Â dans l'acce Ás a Á l'emploi. Ainsi, la monte Âe d'un cho Ã mage massif s'est manifeste Â e par l'apparition de cate Âgories particulie Á rement vulne Â rables : jeunes, personnes peu qualifie Âes et cho Ã meurs de longue dure Âe. Une description de l'he Âte Â roge Â ne Â ite Â du marche Â du travail qui permet d'approfondir l'analyse descriptive des ine Âgalite Â s consiste a Á de Â terminer des segments de la population qui pre Âsentent des de Â terminants communs. Une telle approche, parfois appele Â e « dualisme », permet d'affiner l'analyse e Âconomique du marche Â du travail : elle repose ainsi sur l'existence d'un marche Â primaire, compose Â de travailleurs stables, attache Âs au marche Â du travail, bien forme Âs, ayant de l'expe Ârience, de l'anciennete Â, recevant souvent une formation professionnelle. Ces travailleurs, selon Doeringer et Piore (1971), sont en ge Âne Â ral masculins, diplo Ã me Â s,

Introduction

21

dans la force de l'a Ãge. En revanche, le segment secondaire comporte un certain nombre de travailleurs a Á fort taux de rotation, dans des emplois moins qualifiants. Ces travailleurs sont en ge Âne Â ral pluto Ã t des femmes, des jeunes, et appartiennent plus volontiers a Á des minorite Â s ethniques. Si au de Â part, l'analyse du marche Â du travail en ces termes relevait d'une critique du paradigme compe Âtitif et s'inscrivait dans une de Âmarche radicale et he Â te Â rodoxe (Cain 1975, 1976), la pertinence de ces critiques a e Âte Â progressivement reconnue par l'approche orthodoxe. Dickens et Lang (1988) notamment remarquaient que les auteurs ayant inte Âgre Âa Á un moment ou un autre une mode Âlisation du marche Â du travail en terme de dualite Â n'e Â taient pas des e Âconomistes radicaux (il s'agit en effet de Robert Solow, Larry Summers ou James Heckman). Á quelques exceptions pre A Ás (en particulier Dickens et Lang 1985, 1988), les approches e Â conome Â triques traditionnelles du marche Â du travail ne peuvent que difficilement appre Âhender cette dimension de dualisme. En effet, le cadre parame Â trique se pre Ã te mal a Á l'analyse de la polarisation ou de la segmentation. Par exemple, les re Â gressions de Mincer qui ont pour but de mesurer les de Âterminants individuels des salaires, sont effectue Âes sur des e Â chantillons de population choisis arbitrairement par l'e Âconomiste. Si celui-ci a un a priori sur des sous-groupes qui lui semblent homoge Á nes pour le proble Á me, il effectuera son analyse sur ces sousgroupes. L'exemple typique de cette me Âthode est la se Âparation arbitraire entre hommes et femmes, comme si les deux genres e Âtaient sur des segments totalement disjoints du marche Â du travail. L'analyse du dualisme dans ce cadre parame Âtrique est force Â ment partielle, en ce sens qu'elle repose sur des a priori. Nous proposons dans cette note une me Âthode tre Á s ge Â ne Â rale de description du dualisme ou, plus ge Â ne Â ralement, de la polarisation de la force de travail en segments plus ou moins homoge Ánes. Notre approche est d'abord, sans a priori aucun sur les formes de la segmentation, de laisser parler les donne Âes en extrayant un certain nombre de dimensions principales (alternativement dans le texte, nous parlerons de composantes principales, en raison de la me Âthode statistique utilise Âe) parmi les caracte Âristiques des individus qui composent la force de travail, les plus aptes a Á expliquer l'he Â te Â roge Â ne Â ite Â de la force de travail. Dans un second temps, nous de Â crivons ces dimensions en tentant de leur donner une interpre Âtation plus intuitive. En se Âlectionnant un petit jeu de composantes principales, nous sommes alors a Á me Ã me de de Âterminer un jeu de sous-groupes homoge Ánes (

clusters

) pour les varia-

bles initiales. Ce jeu de variables est choisi dans les variables habituelles du marche Â du travail (a Ãge, sexe, e Âducation, re Âgion, salarie Â/fonctionnaire/inde Âpendant), en excluant soigneusement les variables salaires, heures de travail et type de contrat. Ensuite, nous e Âtudions l'impact de ces dimensions principales sur des variables endoge Ánes telles que pre Âcise Â ment les salaires, le nombre d'heures travaille Â es ou le type de contrat. En particulier, nous essayons de voir dans quelle mesure, les dimensions principales permettent de capturer, par leur nature non

22


parame Â trique, une dimension ignore Âe des e Â conomistes, pre Âcise Â ment cette notion de dualisme. Â tats-Unis, des pays pour Nos re Âsultats concerneront la Belgique et les E lesquels nous disposons des bases de donne Âes individuelles assez comple Átes : l'Enque Ã te sur les Forces de Travail 1999 et le Current Population Survey 1997, respectivement. Nous travaillons dans les deux cas a Á partir des coupes transversales repre Â sentatives de la population a Ãge Â e de 16 a Á 65 ans. Dans ces e Âchantillons, d'environ 100 000 individus chacun, nous nous restreignons a Á une population employe Â e au cours de l'anne Âe e Â coule Â e. Les donne Â es d'a Ã ge, de sexe, d'occupation, de re Â gion, d'e Â ducation, familiales (nombre d'enfants), de salaire horaire et d'heuÂ tats-Unis et res travaille Â es sont disponibles pour 53 836 personnes dans le cas des E pour 41 291 personnes dans le cas de la Belgique (a Á l'exception des informations sur le revenu). Cette note reprend les principaux re Âsultats de Perelman, Rodrigues et Wasmer (2000), pour une description de Âtaille Â e de la me Â thodologie et des re Âsultats complets, le lecteur doit s'adresser a Á l'article original [PRW (2000), dans ce qui suit].

2. ANALYSE EN COMPOSANTES PRINCIPALES Notre me Â thode descriptive, visant a Á identifier les dimensions importantes du marche Â du travail et a Á les interpre Â ter, est base Âe sur l'analyse en composantes principales. Dans les deux e Âchantillons, nous se Âlectionnons sept types de carac-

sexe eÂducation statut familial nombre d'enfants aÃge origine ethnie secteur d'activiteÂ reÂgion d'appartenance te Â ristiques :

,

ou

,

,

(y compris le

),

et

,

. Plus d'une ving-

taine de variables dichotomiques individuelles sont ainsi de Âfinies avec certaines spe Â cificite Â s pour chaque pays. Le tableau 1.1 pre Âsente les re Âsultats correspondant a Á la premie Á re composante principale (

CP1

) pour les deux e Âchantillons analyse Âs. Cette premie Áre dimen-

sion regroupe de nombreuses variables et on peut la repre Âsenter comme un axe sur lequel on trouve, a Á droite, pluto Ã t des femmes, des jeunes et des individus peu 2

qualifie Â s (et donc a Á gauche, des individus masculins, a Ãge Â s et plus qualifie Â s) . Ce premier jeu de variables (

genre eÂducation aÃge ,

et

) est tre Á s habituel en

e Â conomie du travail. Par ailleurs, on a un second jeu de variables plus inhabituel qui de Â termine la position sur l'axe : les individus sont de Âplace Â s vers la gauche quand ils se retrouvent en position secondaire ( 2

conjoint

) dans le cas belge ou, a

La gauche et la droite sont des notions de Ânue Â es de connotation, il s'agit d'un sens arbitrairement choisi pour

exprimer la dimension en question.

Analyse en composantes principales

Tableau 1.1 Poids de chaque variable dans la premieÁre composante principale ( Variables

CP1

Belgique

EÂtats-Unis

0,371

0,383

±0,189 0,105 0,144 ±0,044 ±0,063

0,153 0,045 ±0,102 ±0,180 Ð

±0,485 0,398 0,191 0,152 0,196

±0,398 ±0,150 0,513 0,211 0,269

0,142 0,142 ±0,248

0,302 ±0,017 ±0,229

23

)a

Sexe

Femme b

Â ducation E

1 2 3 4 5 Statut familial

Chef du meÂnage Conjoint DeÂpendant Enfant < 6 ans Enfant 6-16 ans Ã ge A

< 26 ans 26-45 ans 46 ans et + a Variables seÂlectionneÂes. b La variable « EÂducation »

est deÂcrite dans les Tableaux 1.2 A et B ci-apreÁs.

fortiori, de troisie Áme dans la famille (

deÂpendant

Â tats-Unis et pour ) dans le cas des E

3

les femmes, lorsqu'elles ont des enfants .

L'inte Â re Ã t de notre approche non parame Âtrique est pre Â cise Â ment de laisser les donne Â es exprimer la colline Âarite Â de ces deux jeux de variables. Ce dernier jeu de variables est habituellement utilise Â pour les e Â quations de participation au marche Â du travail. De ce fait, notre interpre Âtation est que ce type de donne Âes traduit l'attachement au marche Â du travail, c'est-a Á -dire la stabilite Â dans l'emploi. Pour les the Â oriciens du dualisme, l'attachement au marche Â du travail est une des principales variables traduisant l'appartenance a Á l'un ou l'autre segment : en effet, cela de Â termine ensuite la formation des salaires, qui doit e Ãtre distincte sur chaque 3

Une analyse plus de Âtaille Â des re Âsultats, repris dans PRW (2000), a aussi permis de remarquer une tre Ás grande

similitude dans l'agencement des quatre composantes suivantes : la seconde dimension peut e Ãtre qualifie Â e de dimension de statut socio-e Â conomique ; la troisie Á me est domine Â e par les effets d'origine et d'appartenance aux minorite Â s ethniques, la quatrie Áme est domine Â e par les effets d'a Ã ge et la cinquie Á me par les effets de re Âgion, surtout dans le cas belge.

24


segment, et en principe donner plus de poids a Á l'anciennete Â dans le segment primaire. A-t-on identifie Â la dimension du dualisme qui nous inte Âresse avec cette premie Á re dimension ? La seconde sous-section tentera de re Âpondre a Á cette question en de Âterminant l'e Âventuelle bi-modalite Â de cette variable. Par ailleurs, des e Â quations de salaire tenteront de de Âterminer si l'impact de l'anciennete Â de Â pend du segment conside Â re Â. Ce qui est inte Â ressant dans l'analyse pre Âce Â dente est la similarite Â des re Â sultats dans les deux pays. Cette similarite Â peut e Ã tre retrouve Â e lors de l'e Âtude des densite Â s de distribution des composantes principales. Le fait le plus marquant est de trouver une distribution bi-modale de la premie Áre composante dans les deux pays, ce qui n'est pas le cas pour les composantes suivantes. En outre, cette polarisation fait apparaõÃtre la densite Â de cette premie Áre composante comme une distribution mixte de deux densite Âs normales, chacune associe Âe a Á un re Â gime ou a Á un

cluster

spe Âcifique. Ces densite Âs, telles qu'elles sont

estime Â es, sont repre Â sente Â es sur les Figures 1.1 A et B, respectivement pour la Â tats-Unis. Belgique et les E Les probabilite Âs d'appartenance aux

Clusters 1 2 Cluster 2 et

sont de 71,1 % et

28,9 % pour l'e Âchantillon belge, et de 52,7 % et 47,3 % pour l'e Âchantillon ame Âricain, respectivement. Cela signifie que le

repre Â sente une part plus

0,25

0,2

0,15

0,1

0,05

–6

–4

–2

0

2

4

Figure 1.1 FeneÃtres Gaussiennes (en pointilleÂ) et Clusters (lignes) A. Belgique 1999, population employeÂe (15 aÁ 64 ans)

6


25

0,25

0,2

0,15

0,1

0,05

–5

–4

–3

–2

–1

0

1

2

3

4

5

6

Figure 1.2 FeneÃtres Gaussiennes (en pointilleÂ) et Clusters (lignes) B. EÂtats-Unis 1999, population employeÂe (15 aÁ 64 ans)

Â tats-Unis. Sachant que nous n'avons faible de l'e Â chantillon en Belgique qu'aux E conside Â re Â que la population employe Âe, cela pourrait refle Âter une troncature du

Cluster 2

en Belgique : en d'autres termes, la flexibilite Â des salaires et des condi-

Â tats-Unis pourrait augmenter la taille relative du segment tions de travail aux E secondaire, a Á l'inverse de la Belgique dont les pre Âfe Â rences pour des institutions fortes du marche Â du travail pourrait limiter le de Âveloppement de ce secteur. Ces re Âsultats nous permettent en outre de calculer les probabilite Âs d'appartenance a Á chaque

cluster

pour diffe Â rentes caracte Â ristiques des individus telles que

celles pre Â sente Â es dans les tableaux 1.2 A et B. Ces tableaux se lisent comme suit : tout d'abord, la colonne

freÂquences

indique la part de chaque cate Âgorie dans la

population totale ; les deux colonnes suivantes, «

Cluster 1

» et «

Cluster 2

», dont

la somme horizontale vaut 1, mesurent la probabilite Â de chaque cate Â gorie (pour chaque variable) d'appartenir aux

Clusters 1 2 ou

; les pourcentages repris dans les

deux dernie Á res colonnes, dont la somme verticale vaut 1 pour chaque

cluster cluster et

pour chaque variable, indiquent les probabilite Âs des individus de chaque

d'appartenir a Á une cate Â gorie donne Â e de la variable examine Âe. Nous passons maintenant en revue les re Âsultats obtenus sur chacun des e Âchantillons analyse Â s.

26


2.1 Belgique Les

hommes

ont une probabilite Â de 90,7 % d'appartenir au

que plus de la moitie Â des

Cluster 2

femmes

appartiennent au

Cluster 2

Cluster 1

tant

(54,6 %). De ce fait, le

est fe Â minin a Á concurrence de 85,4 % alors que la population totale

employe Âe est masculine a Á 57,3 %. Une large fraction des jeunes se trouvent e Â galement dans le

Cluster 2

ou Âsentent 56,3 % contre Á les moins de 26 ans repre

seulement 10,3 % dans la population totale employe Âe. Un sce Â nario aussi contraste Â est observe Â concernant les caracte Âristiques familiales. Dans le

Cluster 1

, on trouve majoritairement les personnes qui

Tableau 1.2 A. ProbabiliteÂs lieÂes aux Clusters : Belgique (EFT, 1999) Variable Sexe AÃge Statut familial ReÂgion EÂducation

Origine Type de contrat Secteur d'activiteÂ Total

CateÂgorie Hommes Femmes < 26 ans 26-45 ans 46 ans et + Chef du meÂnage DeÂpendant Conjoint Bruxelles Flandres Wallonie 1. Prim. ou sec. inf. 2. Secondaire supeÂrieur 3. SupeÂrieur court 4. Sup. long ou univers. 5. TroisieÁme cycle Belge EuropeÂen Non europeÂen DureÂe deÂtermineÂe DureÂe indeÂtermineÂe PriveÂ Publique IndeÂpendant Individus

FreÂquence 57,3 42,7 10,3 60,9 28,8 63,3 25,1 11,6 10,7 52,3 37,0 32,1 34,2 22,4 9,1 2,2 92,2 5,9 1,9 90,3 9,7 58,0 25,1 16,9 100,0

Par cateÂgorie

Individuelle

Cluster 1 Cluster 2 Cluster 1 Cluster 2 90,7 45,4 44,4 67,4 89,3 97,0 23,2 35,4 87,8 64,2 76,7 84,0 65,1 58,4 77,9 87,9 69,0 98,6 98,7 70,7 72,9 70,9 67,9 78,1 71,1

9,3 54,6 55,6 32,6 10,7 3,0 76,8 64,6 12,2 35,8 23,3 16,0 34,9 41,6 22,1 12,1 31,0 1,4 1,3 29,3 27,1 29,1 32,1 21,9 28,9

66,7 33,3 22,1 33,5 44,4 62,4 14,9 22,7 38,4 28,1 33,5 22,5 17,4 15,6 20,9 23,6 25,9 37,0 37,1 49,2 50,8 32,7 31,3 36,0 100,0

14,6 85,4 56,3 32,9 10,8 2,1 53,2 44,7 17,1 50,2 32,7 12,7 27,5 32,8 17,5 9,5 92,1 4,1 3,8 52,0 48,0 35,0 38,6 26,4 100,0


27

Tableau 1.2 B. ProbabiliteÂs lieÂes aux Clusters : EÂtats-Unis (CPS, 1997) CateÂgorie

Variable Sexe AÃge Statut familial EÂducation

Origine ethnique

FreÂquence

Hommes Femmes < 6 ans 26-45 ans 46 ans et + Chef du meÂnage DeÂpendant Conjoint 1. Secondaire 2. SupeÂrieur incomplet 3. SupeÂrieur (Bachelor) 4. TroisieÁme cycle Blanc Noir Asiatique Autre

Total

52,4 47,6 16,5 54,9 28,6 39,1 40,8 6,7 45,3 20,2 26,3 8,2 86,9 8,6 1,1 3,4 100,0

Par cateÂgorie

Cluster 1 Cluster 2 Cluster 1 Cluster 2 76,6 26,4 10,7 55,2 72,1 86,1 9,2 94,7 44,3 47,3 61,5 83,3 53,6 45,3 46,3 48,1 52,7

23,4 73,6 89,3 44,8 27,9 13,9 90,8 5,3 55,7 52,7 38,5 16,7 46,4 54,7 53,7 51,9 47,3

74,4 25,6 7,8 40,0 52,2 73,4 10,0 65,6 18,7 20,0 26,0 35,3 27,7 23,4 24,0 24,9 100,0

24,1 75,9 55,1 27,7 17,2 16,8 84,0 10,3 34,0 32,2 23,6 10,2 22,4 26,5 26,0 25,1 100,0

chef de meÂnage Cluster 2 conjoints deÂpendantes Cluster 2 eÂducation secteur d'activiteÂ type de contrat l'origine clusters Cluster 1

occupent le ro Ã le de

(62,4 %), tandis que le

majoritairement des

et autres personnes

, le

regroupe

. De me Ã me, ce sont

les femmes avec enfants qui sont fortement pre Âsentes dans le variables comme l'

Individuelle

, le

ne sont pas discriminantes du point de vue des

. D'autres

ou

. On remarquera cependant

que la re Âgion de Bruxelles est majoritairement dans le

(87,8 %), suivie

de la Wallonie (76,7 %) et de la Flandre (64,2 %). L'interpre Âtation de ces divergences re Âgionales est simple, cela traduit le fait que le taux d'emploi des femmes avec enfants soit plus e Âleve Â en Flandre qu'en Wallonie, sans doute en raison des diffe Â rences dans la demande de travail re Âgionale.

2.2 EÂtats-Unis Â tats-Unis, les Aux E

Cluster 1

hommes

et donc de 23,4 % (

ont une probabilite Â de 76,6 % d'appartenir au

100 ÿ 76,6) d'appartenir au Cluster 2 ; le Cluster 1

est plus masculin, a Á 74,4 %, alors que le

Cluster 2

est plus fe Â minin a Á 75,9 % (la

population totale employe Âe e Â tant masculine a Á 52,4 %). Une tre Ás large fraction des

28


Cluster 2 Cluster 2 26 et 45 ans Cluster 1 46 ans et plus Cluster 1 chefs de famille Cluster 1 conjoints Cluster 2 deÂpendants ethnie clusters blanche Cluster 1 noire Cluster 2 reÂgion femmes un ou plusieurs enfants Cluster 2 appartenance aÁ un syndicat non Cluster 1 jeunes se trouvent dans le le

,a Á 90 %, et plus de la moitie Â des individus dans

sont jeunes. Les individus entre

sont pluto Ã t dans le

, a Á 55 %. Enfin, les personnes de

sont a Á 72 % dans le

. La tre Á s large majorite Â des

(86 %), ainsi que les

(95 %), alors qu'environ 85 % des individus dans le

sont

. L'

point de vue des dans le

se trouve dans le

n'est pas particulie Á rement discriminante du

, mais les personnes de la majorite Â

(a Á 53,6 %) et les membres de la minorite Â

sont pluto Ãt

le Â ge Á rement dans le

(a Á 54,7 %). D'autres re Âsultats, non reproduits ici, montrent que la

d'origine n'est pas particulie Árement discriminante ; en revanche, les

avec

se retrouvent imme Âdiatement, dans leur tre Ás grande majo-

rite Â , dans le

. Enfin, la variable

personnes ne re Âpondant pas ou re Âpondant

montre que les

sont indiffe Â remment dans les deux

clusters ; alors que celles qui re Âpondent oui sont majoritairement dans le

.

3. EÂQUATION DE SALAIRES Ayant de Â termine Â la composition des

clusters

qui est tre Á s similaire entre les

deux pays, nous pouvons nous inte Âresser aux salaires et aux heures travaille Âes des individus de ces deux segments de la population. L'analyse traditionnelle du marche Â du travail consiste a Á estimer des e Âquations de salaire du type :

lnsalaire a 2 eÂ ducation b 2 aÃ ge Á partir de par groupe de la force de travail, notamment hommes et femmes. A l'analyse pre Â ce Â dente, on peut essayer d'utiliser les composantes principales comme d'autres de Âterminants des salaires. L'inconve Ânient de cette approche est que les composantes principales ne sont pas directement interpre Âtables comme des variables de capital humain. D'un autre co Ã te Â , si l'une d'entre elles refle Áte cette dimension du dualisme comme une combinaison des diffe Ârentes variables, en particulier, pour la premie Áre composante, une combinaison des capacite Âs de

earnings capacity familiales revenus (

) et de l'attachement au marche Â du travail (

variables

), seule l'inclusion de cette variable permettra de mesurer l'importance

de la dimension en question dans les variables endoge Ánes telles que les salaires et les heures travaille Â es. Malheureusement, les informations sur les salaires correspondant a Á l'e Â chantillon belge (EFT, 1999) n'e Âtaient pas disponibles a Á l'heure de clo Ã turer Â tats-Unis en cette e Â tude, c'est la raison qui nous ame Áne a Á conside Â rer le cas des E premier lieu.

Â quation de salaires E

29

Â tats-Unis que nous ne reportons pas ici Un premier re Âsultat obtenu pour les E est que de toutes les composantes, c'est la premie Áre qui explique le mieux la variance des salaires, lorsqu'on ne contro Ã le pas pour les autres caracte Âristiques habituelles. Il ne s'agit pas d'un re Âsultat e Â conomique, mais statistique, qui est assez inattendu : en effet, la premie Áre composante est de Âtermine Â e, par construction, comme e Âtant celle qui explique le mieux les caracte Âristiques exoge Ánes, et se trouve aussi e Ã tre celle qui explique le mieux l'endoge Áne salaire. En fait, on a retrouve Â ce me Ã me re Âsultat pour l'endoge Á ne « heures travaille Â es », pour la Belgique Â tats-Unis. Cela renforce notre conviction que cette composante comme pour les E joue un ro Ã le important sur le marche Â du travail. On trouve dans les premie Áres colonnes du tableau 1.3 une e Âquation de Mincer classique, pour l'ensemble de la population employe Âe, dont les coefficients s'interpre Á tent de fac Ë on plus structurelle comme l'impact de l'e Âducation, de l'a Ã ge et du sexe sur les salaires des individus. Cette e Âquation est augmente Âe par la premie Á re composante principale (

CP1

). En effet, si cette dimension traduit

Tableau 1.3 EÂquations de salaires : EÂtats-Unis (CPS, 1997) Variables

Population Coef.

Constante CP1 (1re composante) Sexe homme femme ÂEducationa 1 2 3 4 AÃge < 26 ans 26-45 ans 46 ans et + ReÂgion 1 2 3 4 2 R (ajusteÂ) n a

Voir Tableau 1.2 B.

(t-test)

2,226 (153,4) ±0,065 (17,5) (reÂfeÂrence) ±0,139 (15,1) (reÂfeÂrence) 0,190 (22,1) 0,373 (44,8) 0,647 (49,0) (reÂfeÂrence) 0,336 (32,0) 0,388 (29,8) (reÂfeÂrence) ±0,082 (8,6) ±0,106 (11,6) ±0,103 (10,9) 0,183 53 836

Segment primaire Coef.

(t-test)

2,412 (39,3) 0,037 (3,8) (reÂfeÂrence) ±0,322 (20,6) (reÂfeÂrence) 0,217 (14,1) 0,396 (26,7) 0,716 (38,3) (reÂfeÂrence) 0,490 (8,4) 0,620 (10,5) (reÂfeÂrence) ±0,093 (6,1) ±0,118 (8,1) ±0,106 (7,1) 0,098 21 697

Segment secondaire Coef.

(t-test)

2,016 (74,2) ±0,069 (6,4) (reÂfeÂrence) ±0,001 (0,3) (reÂfeÂrence) 0,186 (13,7) 0,400 (21,2) 0,857 (19,0) (reÂfeÂrence) 0,299 (20,6) 0,311 (13,9) (reÂfeÂrence) 0,087 (5,3) 0,084 (5,4) 0,109 (8,6) 0,110 17 898

30


l'attachement au marche Â du travail (et qu'en cela, elle de Âtermine le type de formation ou d'emploi des individus), alors cette e Âquation de salaire est mieux spe Â cifie Â e que l'e Â quation classique, ou Âducation donne a Á la fois Á le coefficient de l'e l'impact de l'e Âducation sur les salaires en termes de capital humain et celui de l'appartenance a Á un segment ou a Á un autre du marche Â du travail. En supposant la variable

CP1

exoge Á ne, nous pouvons l'ajouter aux re Âgres-

sions structurelles de fac Ë on a Á de Â terminer son impact sur les salaires, en contro Ã lant pour ces variables structurelles. La re Âgression pre Â sente Â e montre que la premie Áre composante est effectivement tre Ás significative. Le signe ne Âgatif du coefficient associe Âa Á

CP1

est cohe Â rent avec l'interpre Â tation selon laquelle le segment primaire

est pluto Ã t masculin et adulte, et le segment secondaire est pluto Ã t fe Â minin et jeune, ce qui conforte l'interpre Âtation des re Â sultats descriptifs de la section pre Âce Â dente. Lorsqu'on reprend cette analyse pour les hommes et les femmes se Âpare Âment (non pre Â sente Â s ici), on s'aperc Ëoit que la premie Áre composante (estime Âe sur tout l'e Â chantillon) reste significative pour les hommes, et change encore plus fortement les coefficients de l'a Ãge. En revanche, chez les femmes, la premie Áre composante est moins significative, et n'affecte que peu les autres coefficients. Est-ce bien la dimension de dualisme sur le marche Â du travail qui est implicite a Á

CP1

? Nous allons maintenant nous inte Âresser a Á la de Âtermination Â des salaires sur chacun des analyse Â s plus haut. Etant donne Â qu'il existe

clusters

un groupe d'individus pour lesquels l'appartenance a Á l'un ou l'autre de ces

clusters

clusters segment primaire

est ambigue È (les probabilite Â s d'appartenance a Á chacun des

sont

supe Â rieures a Á un certain seuil), nous choisissons de distinguer trois segments de la population employe Âe. Dans la suite, nous appelons vement

segment secondaire Cluster 2 IntermeÂdiaire clusters

(respecti-

) celui compose Â d'individus dont la probabilite Â d'ap-

partenance au

(respectivement

troisie Á me segment,

Cluster 1

) est infe Ârieure a Á 10 %. Un

, regroupe les individus dont les probabilite Âs

d'appartenance a Á chacun des

sont supe Â rieures a Á 10 %.

Au tableau 1.3 sont pre Âsente Â s les re Â sultats des estimations correspondant uniquement aux segments

primaire secondaire et

. On peut constater qu'au sein de

CP1 segment primaire

chacun de ces segments, la premie Áre composante principale (

) est moins

significative que dans la premie Áre re Â gression correspondant a Á l'ensemble de la population. Son coefficient change me Ãme de signe dans le

. On

remarque aussi que les rendements associe Âs a Á l'e Â ducation sont relativement plus e Â leve Â s pour le

segment secondaire

, ce qui traduit encore la fe Âminisation de ce

segment, car il est en effet connu que le rendement de l'e Âducation est plus e Âleve Â pour les femmes ame Â ricaines. En revanche, le rendement de l'expe Ârience, appro-

26-45 46-65 segment primaire segment secondaire

che Â par les coefficients des tranches d'a Ãge et 50 % plus e Â leve Â s dans le

et

que dans le

sont respectivement 40 . Ceci

confirme l'hypothe Á se de de Â part selon laquelle le marche Â du travail primaire est compose Â d'emplois plus qualifiants, avec notamment des employe Âs recevant une

Â quations d'heures E

31

formation et ayant de l'anciennete Â dans l'emploi. On obtient d'ailleurs les me Ãmes re Â sultats sur les rendements salariaux de l'e Âducation et de l'expe Â rience lorsqu'on re Â estime ces e Â quations sur les trois sous-segments avec la me Ãme spe Â cification mais en enlevant la variable

CP1

4

.

Ces re Â sultats tendent a Á corroborer l'intuition de l'analyse descriptive initiale selon laquelle

CP1

capture la dimension (difficilement observable) du dua-

lisme sur le marche Â du travail. On pourrait ainsi avancer l'ide Âe qu'il existe une discrimination latente sur le marche Â du travail, ainsi que le soulignaient Reich

al.

et

(1973, p. 360) : selon le sexe, l'ethnie ou le statut familial, certains travailleurs

sont confine Â s dans le segment secondaire. Dans ce cas, ils font face a Á une perte salariale inde Â pendante de leurs capacite Âs. Nous avons pu confirmer cette hypothe Áse en analysant la distribution des salaires horaires a Á l'inte Â rieur des deux segments et en proce Âdant a Á des estimations 5

Â que les travailleurs du e Â conome Â triques supple Â mentaires . D'une part, on a observe

segment secondaire

perc Ë oivent un salaire horaire plus faible en moyenne que ceux

du segment primaire. D'autre part, cette perte a e Âte Â calcule Â e se Â pare Â ment pour les hommes et pour les femmes en proce Âdant a Á l'estimation des e Âquations de salaires. Les re Âsultats indiquent que l'appartenance au perte salariale d'environ 25 %.

segment secondaire

implique une

4. EÂQUATIONS D'HEURES Sous l'hypothe Á se que les heures sont choisies en fonction du salaire horaire, nous devrions estimer un syste Áme joint en tenant compte de la corre Âlation des re Â sidus. Nous tentons cependant ici une analyse descriptive des heures en fonction des diffe Â rentes caracte Â ristiques des individus, ce qui nous permet de comparer les re Â sultats obtenus pour les deux pays (rappelons que nous ne disposons pas d'informations sur les salaires dans le cas de la Belgique). Comme pour les salaires, on observe au tableau 1.4 la tre Ás grande importance de la premie Áre composante principale (

CP1

) comme de Âterminante du nom-

bre d'heures travaille Â es, alors que la significativite Â des autres composantes est Â tats-Unis. de Â croissante, aussi bien dans le cas de la Belgique que pour les E Mis a Á part le fait qu'il est difficile d'expliquer plus de 10 % de la variance des heures travaille Â es, y compris avec un jeu important de variables structurelles, on remarque que dans les deux cas, le coefficient associe Â a Á la variable

CP1

est

ne Â gatif et tre Á s significatif. Ce coefficient s'interpre Áte comme le fait que ce sont les 4 5

Ces re Âsultats sont reporte Â s dans PRW (2000). Se re Â fe Â rer a Á PRW (2000, p. 41).

32


Tableau 1.4 EÂquations d'heures pour l'ensemble de la population employeÂe Variables

Belgique Coef.

Constante CP1 Sexe EÂducationa

AÃge

homme femme 1 2 3 4 5 < de 26 ans 26 aÁ 45 ans 46 et + ans

R2 (ajusteÂ) n

EÂtats-Unis

Variables

(t-test)

3,809 (318,4) ±0,013 (5,8) (reÂfeÂrence) ±0,260 (40,0) (reÂfeÂrence) 0,074 (11,5) 0,061 (8,5) 0,115 (12,5) 0,158 (9,2) (reÂfeÂrence) 0,052 (6,2) 0,002 (0,2) 0,093 34 721

Coef. Constante CP1 Sexe EÂducationb

AÃge

3,581 (438,4) ±0,045 (18,7) (reÂfeÂrence) ±0,108 (19,0) (reÂfeÂrence) ±0,010 (1,8) 0,020 (3,4) 0,047 (5,5)

homme femme 1 2 3 4 < de 26 ans 26 aÁ 45 ans 46 et + ans

R2 (ajusteÂ) n

(t-test)

(reÂfeÂrence) 0,216 (31,4) 0,162 (19,5) 0,095 53 836

a Voir Tableau 1.2 A. b Voir Tableau 1.2 B. travailleurs les plus attache Âs au marche Â du travail qui travaillent le plus d'heures. Un re Â sultat permettant de conforter l'intuition de l'analyse descriptive pre Âce Â dente selon laquelle

CP1

capture la dimension (difficilement observable) du dualisme

sur le marche Â du travail. Pour ve Â rifier la robustesse du pouvoir explicatif de

CP1

, on peut l'utiliser a Á

nouveau comme re Â gresseur d'un certain nombre d'autres variables endoge Ánes du marche Â du travail. Ide Âalement, on voudrait tester l'hypothe Áse selon laquelle est un de Â terminant du taux de

turnover

CP1

des individus entre emplois, entre l'emploi

et le cho Ã mage ou entre l'emploi et l'inactivite Â. Ces variables de transition ne sont malheureusement pas disponibles dans notre base de donne Âes qui est une coupe transversale d'individus.

5. CONCLUSION Nous avons propose Â une me Â thode non parame Âtrique de de Âtermination de la segmentation du marche Â du travail, applique Âe a Á des donne Âes ame Â ricaines et belges. Bien que nos re Âsultats soient encore pre Âliminaires, un certain nombre

Â fe Â rences Re

33

de conclusions peuvent e Ãtre de Â gage Â es. Nous avons trouve Â l'existence de deux Â tats-Unis. L'appartesegments assez distincts, aussi bien en Belgique qu'aux E nance a Á l'un ou l'autre de ces segments de Âpend de la me Ãme fac Ë on dans les deux pays, de l'e Âducation, de l'a Ã ge, du sexe et e Âgalement de variables familiales telles que le nombre d'enfants et la position dans la famille. Il est a Á souligner que l'importance des variables familiales dans la position sur le marche Â du travail est habituellement ignore Âe. C'est pourtant un ensemble de variables que notre analyse a re Âve Â le Â comme crucial, et nous rejoignons a Á ce propos la conclusion de Broze

et al.

(2000) pour le cas belge.

Il a aussi e Â te Â montre Â que la dimension qui explique le maximum de la variance des variables exoge Ánes se trouve e Âgalement expliquer le maximum de variance des salaires et des heures. Utilise Âe dans les re Â gressions de Mincer plus classiques, elle capture une part importante de la variance des salaires ou des heures et reste tre Ás significative. Une interpre Âtation possible est qu'elle refle Áte l'appartenance a Á un segment d'un marche Â du travail dual. Au total, dans le segment secondaire, les employe Âs ont des salaires 25 % plus faibles, travaillent beaucoup moins d'heures, sont moins syndique Âs, ont plus volontiers des contrats a Á 6

dure Â e de Â termine Âe . Enfin, il apparaõÃt que la fraction des employe Âs belges dans le segment secondaire est de l'ordre de 30 % alors qu'aux USA elle est de 50 %. Il se peut que cela corresponde a Á une pre Âfe Â rence de la socie Âte Â belge pour des emplois prote Â ge Â s et de qualite Â , au de Â triment de l'emploi des cate Âgories ayant une propension plus grande a Á e Ã tre dans le segment secondaire : le sous-emploi important des jeunes, des femmes et des non-qualifie Âs en Belgique par rapport aux USA est peut-e Ã tre le reflet de cette re Âalite Â.

REÂFEÂRENCES BROZE, L., C. GAVRAY et C. RUYTERS (2000), « Dualisme, mobilite Â et de Â terminants familiaux : une analyse des transitions sur le marche Â du travail »,

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Economic Review

6

, 75, 792-805.

American

On fait re Âfe Â rence ici a Á des re Âsultats reporte Â s dans PRW (2000). La part des contrats a Á dure Â e de Â termine Â e dans le

Â tats-Unis, refle cas de la Belgique et le taux de syndicalisation dans le cas des E Á teraient aussi la dualisation du marche Â du travail.

34


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American Economic Review, Papers and Proceedings

, 63, 359-

CHAPITRE

2 DUALISME ET TRANSITIONS Â INDIVIDUELLES SUR LE MARCHE

BELGE DU TRAVAIL Estimation de processus markoviens

7

Emmanuel DHYNE

Centre de Recherche WarocqueÂ, UniversiteÂ de Mons-Hainaut Ãt MAHY Benoõ

Centre de Recherche WarocqueÂ, UniversiteÂ de Mons-Hainaut

7

Â conomistes Nous tenons a Á remercier les membres de la Commission « Dualisme » du pre Âce Â dent Congre Á s des E

Belges de Langue Franc Ëaise pour leurs commentaires sur des versions pre Âliminaires de ce travail.

36

Â belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

REÂSUMEÂ L'objectif de ce chapitre est de voir dans quelle mesure les taux de choÃmage eÂleveÂs, les faibles taux de reÂallocation et le deÂveloppement potentiel d'un marcheÂ dual ont pu influencer les perspectives d'emploi des personnes entre 1994 et 96, et en retour si nos reÂsultats sont compatibles avec les implications de l'existence de ce marcheÂ dual. Pour l'atteindre, nous deÂterminons des probabiliteÂs de transition entre diffeÂrents statuts repreÂsentatifs du non-emploi, des bons (marcheÂ primaire) et de mauvais (secondaire) emplois en estimant des processus markoviens en temps discret sur des donneÂes du panel belge des meÂnages (P.S.B.H.). DiffeÂrencieÂs par caracteÂristiques individuelles, nos reÂsultats ne sont geÂneÂralement pas incompatibles avec l'hypotheÁse de deÂveloppement dual du marcheÂ, au deÂtriment des femmes, des peu qualifieÂs, des wallons ou des jeunes, au sens ouÁ ceux-ci occupent davantage le segment secondaire. Par contre, l'implication de l'approche duale selon laquelle le marcheÂ secondaire serait plutoÃt permeÂable au non-emploi et impermeÂable au marcheÂ primaire n'est pas veÂrifieÂe comme telle par nos estimations. C'est davantage une autre dualiteÂ, entre emploi et non-emploi, qui serait observeÂe au sens ouÁ peu de non-emploi ont acceÁs aÁ l'emploi.

1. MOTIVATION 1.1 Observations Le taux de cho Ã mage belge a cru Ã plus fortement au cours de la fin des anne Â es 70 et du de Â but des anne Âes 80 que dans d'autres pays de l'O.C.D.E. Il est ensuite reste Â a Á un niveau relativement stable jusqu'en 1996, me Ãme s'il a tout d'abord baisse Â jusqu'en 1990 pour ensuite augmenter. Le cho Ã mage wallon a suivi a Á peu pre Á s la me Ã me tendance, si ce n'est durant les anne Âes 80 ou Â que Á il n'a baisse plus tardivement. Co Ã te Â fonctionnement institutionnel du marche Â du travail, la Belgique a par ailleurs connu, durant les anne Âes 80, un des plus faibles taux de re Âallocation d'emploi parmi les pays de l'O.C.D.E. (Garibaldi, Konings et Pissarides (1997)) traduisant, au niveau individuel, un niveau relativement faible d'entre Âes en emploi et de sorties vers le cho Ã mage. Toujours au plan institutionnel, Saint-Paul (1994) souligne que la volonte Â de re Â duire les cou Âes 80 s'est re Â alise Â e dans un Ã ts de licenciement durant les anne sens qui semble avoir favorise Â la dualite Â des marche Â s du travail europe Â ens, divise Âs en un segment primaire constitue Â de bons emplois offrant des conditions favorables et un segment secondaire, compose Â de mauvais emplois. Il montre dans quelle mesure un dualisme peut e Ãtre apparu au sein des firmes, les mauvais

Motivation

37

emplois e Â tant utilise Â s comme source d'ajustement aux chocs conjoncturels alors que les bons, occupe Âs par les anciens travailleurs, les prote Âgeaient de ces fluctuations. Le ro Ã le d'assureur joue Â dans ce cas par la firme, serait un deuxie Áme moyen pour elle de renforcer la productivite Â des travailleurs en comple Âment aux salaires d'efficience verse Âs, ou de pouvoir atteindre une forte productivite Â en versant des salaires moins e Âleve Â s qu'en l'absence de cette assurance. En re Â sulte donc un marche Â du travail ou Âe en Á la force de travail est partage deux composantes, la premie Áre regroupant des travailleurs percevant des salaires d'efficience, la seconde des travailleurs souhaitant acce Âder a Á la premie Á re mais risquant d'alterner des transitions entre mauvais emplois et cho Ã mage.

1.2 EÂvaluation des probabiliteÂs d'eÂquilibre et de transition Nous souhaitons e Âvaluer dans quelle mesure les employeurs utilisent de fait le segment secondaire du marche Â pour amortir les chocs conjoncturels, ce qui se traduirait alors par une dominance des transitions entre mauvais emplois et nonemploi, ou si les personnes du marche Â secondaire ont pluto Ã t be Â ne Â ficie Â de ce statut pour acce Â der a Á un bon emploi, pour des raisons pouvant alors tenir a Á une volonte Â de se Â lection et de formation des employeurs potentiels pluto Ã t qu'a Á une logique duale. En termes de statuts observables sur le marche Â, nous de Âfinissons comme bons emplois les contrats de travail a Á dure Â e inde Â termine Â e (ci-apre Á s de Â nomme Âs CDI) et comme mauvais, les contrats a Á dure Â e de Â termine Â e (CDD) et les statuts de sous-emploi (contrats d'apprentissage ou de formation, programmes publics de re Â sorption de cho Ã mage). En ce qui concerne le non-emploi, nous retenons les statuts d'inactivite Â (entre 18 et 65 ans) et de cho Ã mage. Nous envisageons donc cinq statuts regroupe Âs en bons, mauvais et non-emploi(s). Sous l'angle de l'e Âmergence possible du marche Â dual, nous souhaitons aussi e Â valuer la fac Ë on dont le partage entre bons et mauvais emplois pourrait s'e Â tablir en fonction des cate Âgories de personnes. Qui, par exemple, remplace les travailleurs quittant les bons emplois pour des raisons naturelles ? Premie Áre explication, la firme pourrait choisir sur base de la productivite Â perc Ë ue. Alternativement, il pourrait e Ãtre plus cou Ã teux pour elle d'embaucher, dans le premier (bon) segment du marche Â , des cate Â gories de travailleurs dont la probabilite Â de quitter est plus grande, avec en corollaire le besoin de verser un salaire d'efficience plus important pour les retenir. Celle-ci pre Âfe Â rera dans ce cas ne pas retenir ces cate Â gories « naturellement plus changeantes » de travailleurs. Saint-Paul cite les travailleurs a Á temps partiel, les jeunes, les femmes et (e Âventuellement) les travailleurs des re Â gions plus de Âfavorise Â es (comme certaines en Wallonie). Plus pre Â cise Â ment, nous souhaitons donc voir si des personnes re Âpondant a Á certaines caracte Â ristiques individuelles ont e Âte Â plus ou moins affecte Â es par ces e Â volutions.

38


Pour y parvenir, nous estimons la manie Áre dont les transitions sont associe Â es aux caracte Â ristiques individuelles. En comple Âment a Á ces transitions, nos estimations nous permettent aussi de de Âterminer les distributions d'e Âquilibre de la population entre les cinq statuts possibles, appele Âes ici d'e Â quilibre au sens ou Á , si la population se re Âpartit dans les diffe Ârents statuts suivant ces distributions, les intensite Â s de transition estime Â es ne modifient pas la structure de cette population au cours du temps.

1.3 RoÃle des caracteÂristiques individuelles Une premie Á re caracte Â ristique est le niveau de qualification. La variable « qualification » est construite comme une variable binaire prenant la valeur 1 si l'individu a au moins termine Â ses e Â tudes secondaires (techniques, professionnelles ou ge Â ne Â rales), 0 dans les autres cas. Co Ã te Â probabilite Â d'e Â quilibre d'occuper un statut de cho Ã meur Ð sans doute aussi de mauvais emploi Ð, Blanchard (1997) ou Dre Á ze et Sneessens (1997) soulignent dans quelle mesure un biais technologique et une compe Â tition plus intense sont apparues en de Âfaveur de la productivite Â des peu qualifie Â s et donc, de la demande de travail s'adressant a Á eux. Et l'acce Á s des offreurs de travail a Á d'autres qualifications ne semble pas avoir ne Âcessairement accompagne Â ce recul de la demande (CREW-IRES (1998) pour la Belgique). En termes de fonctionnement de marche Â, ces deux chocs ne Âgatifs semblent avoir provoque Â une situation d'offre exce Âdentaire et une re Âduction de l'emploi en Belgique. Dans le cadre de l'hypothe Á se duale, les transitions vers de meilleurs statuts, particulie Á rement vers les bons emplois, sont influence Âes par le fait que les firmes souhaitent embaucher des travailleurs plus qualifie Âs. Cette situation devrait favoriser les transitions entre cho Ã mage et emploi des qualifie Â s. Sans doute les travailleurs plus qualifie Â s ont-ils un salaire d'acceptation plus e Âleve Â , leur cou Ã t d'embauche devant donc l'e Ã tre aussi. Mais le fonctionnement du marche Â du travail europe Â en limite le diffe Ârentiel salarial. Dans des e Âtudes base Â es sur l'efficacite Â dans la recherche d'emploi des offreurs, il est d'ailleurs assez courant d'observer de meilleures perspectives d'insertion parmi les plus qualifie Âs (Cahuc et Zylberberg (2001)). Si les firmes souhaitent be Âne Â ficier de l'assouplissement suppose Â du fonctionnement du marche Â , elles pourraient alors privile Âgier des transitions entre cho Ã mage, mauvais et (apre Ás processus de formation/se Âlection/fixation de salaires d'efficience favorables aux plus qualifie Âs) bons emplois. Si les qualifie Â s sont trop peu nombreux, les firmes devront alors embaucher (malgre Â tout) des moins qualifie Â s sur le marche Â secondaire. Si les cou Ã ts de licenciement sont importants, les moins qualifie Âs ont alors principalement une probabilite Â plus faible de trouver un emploi, particulie Árement a Á dure Â e inde Â termine Â e : ces cou Ã ts de licenciement valorisent en effet l'option de maintenir un emploi

Motivation

39

vacant jusqu'a Á ce qu'un travailleur qualifie Â soit trouve Â, pluto Ã t que d'engager imme Â diatement un peu qualifie Â. Ils justifient de s'adresser prioritairement au marche Â des qualifie Â s. A contrario, de plus faibles cou Ã ts d'ajustement permettent a Á la firme d'embaucher des moins qualifie Âs quitte a Á les remplacer si ne Âcessaire. Les peu qualifie Â s ont alors un acce Ás a Á l'emploi plus important mais une se Âcurite Â d'emploi faible et un taux de rotation e Âleve Â . Des cou Ã ts de licenciement moins importants pourraient donc avoir renforce Â la transition entre mauvais emplois et non-emploi des moins qualifie Â s, pas ne Â cessairement entre mauvais et bons emplois. Une deuxie Á me caracte Â ristique est le genre. La probabilite Â d'e Â quilibre du cho Ã mage fe Â minin est relativement plus importante (Layard, Nickell et Jackman (1991)), premie Á rement en raison du fait que les femmes sont ge Âne Â ralement entre Âes plus tardivement sur le marche Â du travail que les hommes, en situation de pe Ânurie Á cela s'ajoutent des relative de demande et d'un taux de re Âallocation faible. A raisons plus spe Âcifiques de discrimination statistique, telles un rapport cou Ã t/productivite Â perc Ë u (par exemple concernant les femmes en a Ãge d'enfanter) moins favorable. De me Ãme, leur probabilite Â d'occuper un statut de mauvais emploi est plus grande, dans la mesure ou Á elles sont apparues comme nouveaux demandeurs a Á un moment ou Â s'est de Â veloppe Â e. Á la dualisation du marche En termes de transitions ascendantes entre cho Ã mage et emploi, les employeurs pourraient e Ãtre moins enclins a Á embaucher des femmes dans le marche Â primaire, notamment s'ils ne peuvent pas e Ãtre subsidie Â s lorsqu'ils doivent remplacer temporairement des femmes en conge Â de maternite Â . Cet e Â le Â ment les ame Áne en effet a Á devoir leur verser des salaires plus e Âleve Â s pour les maintenir en emploi. Une troisie Á me caracte Â ristique est l'appartenance re Âgionale. Nous conside Ârons deux re Âgions, la Wallonie et la Flandre. Le cho Ã mage wallon a eu tendance a Á adopter une tendance diffe Ârente a Á celle de la Flandre en 1983, moment ou Á la reprise e Â conomique semble avoir e Âte Â asyme Â triquement ve Âcue entre les deux re Â gions. En plus de l'hypothe Âtique influence de l'e Âmergence d'un marche Â dual dont nous reparlerons, cette situation pourrait s'expliquer par diffe Ârents facteurs (CREW Ð IRES (1998)) : co Ã te Â demande de travail, un esprit d'entreprise diffe Ârent et qui pourrait renvoyer a Á des facteurs socioculturels (plus grande tradition ouvrie Á re, cho Ã mage de longue dure Âe...) ; co Ã te Â ajustement du marche Â, une relativement faible sensibilite Â du salaire-cou Á la situation du marche Â pourrait avoir aussi Ãt a freine Â l'emploi. L'inade Âquation entre offre et demande aurait aussi e Âte Â assez importante aux niveaux sous-re Âgional et par qualification. En conse Âquence, une relative immobilite Â des offreurs pourrait favoriser un cho Ã mage plus important des wallons, de me Ã me que des probabilite Â s re Â duites de transition ascendante.

40


1.4 Principes d'estimation Si l'on conside Á re les valeurs prises par les trois caracte Âristiques envisage Âes de la population, nous estimons, sur la pe Âriode 1994-1996, les probabilite Âs de transition et les distributions d'e Âquilibre de 6 e Âchantillons (2 par qualifications, 2 par genre et 2 par re Âgion) qui concernent 5 statuts diffe Ârents sur le marche Â du travail. Pour atteindre cet objectif, nous utilisons la banque de donne Âes du panel belge des me Â nages (P.S.B.H.) et appliquons les techniques d'estimation des processus markoviens pour estimer les probabilite Âs d'e Â quilibre et de transition ainsi que les dure Âes moyennes passe Âes dans chacun des statuts. Avant d'aborder l'interpre Âtation des re Âsultats, il est utile de noter deux conside Ârations relatives a Á l'usage de ces techniques. Tout d'abord, l'estimation des processus markoviens nous impose de supposer, lorsque l'on compare les probabilite Âs entre hommes et femmes par exemple, que les distributions d'hommes et de femmes sont semblables en ce qui concerne l'importance relative des autres variables explicatives des transitions. Les diffe Â rences estime Âes entre groupes pour notre mode Âlisation doivent donc e Ãtre conside Â re Â es avec prudence en ce qui concerne le ro Ã le estime Â de la variable, du fait de la non prise en compte spe Âcifique de l'he Â te Â roge Â ne Â ite Â , observe Â e ou non, entre groupes d'individus. Un proble Áme se pose ensuite au niveau de la constitution du panel, dans la mesure ou Âte Â e Â chantillonne Â es de fac Ë on repre Â sentative en Á les personnes n'ont pas e ce qui concerne la dure Â e d'occupation dans un statut. En clair, vouloir e Âchantillonner la population active de fac Ëon repre Â sentative en terme de statut (nombre de cho Ã meurs) ne garantit pas qu'elle soit repre Âsentative en termes de dure Âe dans le statut. Au contraire, plus une personne est occupe Âe depuis longtemps dans un statut (ex : cho Ã meurs de longue dure Â e), plus elle a de chance de se trouver dans l'e Â chantillon. Applique Â a Á notre approche, ceci signifie que l'e Âchantillon utilise Â pour proce Â der a Á nos estimations est surponde Âre Â en ce qui concerne l'importance relative des longues dure Âes dans un statut.

2. TRANSITIONS ET PROBABILITEÂS D'EÂQUILIBRE ESTIMEÂES 2.1 Population totale Si l'on conside Á re tout d'abord, au tableau 2.1, le premier statut de nonemploi, soit l'inactivite Â entre 18 et 65 ans, on observe des probabilite Âs tre Á s faibles de transition ascendante, qui se traduisent par une dure Âe moyenne d'inactivite Â de l'ordre de 11 ans (3943 jours) et une probabilite Â de se trouver dans ce statut a Á

Â s d'e Â quilibre estime Â es Transitions et probabilite

41

Tableau 2.1 Population totale : probabiliteÂs instantaneÂes de transition, dureÂes moyennes et distribution d'eÂquilibre

Statut de deÂpart

ProbabiliteÂs instantaneÂes de transitiona (21000) (eÂcart-types 21000) InactiviteÂ ChoÃmage Sous-emploi

InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,5066 (0,0517) 0,2938 (0,1577) 0,0897 (0,0457) 0,0606 (0,0075)

Sous-emploi CDD CDI

0,0998 (0,0128) Ð 0,5447 (0,2251) 0,4992 (0,0873) 0,0425 (0,0075)

0,0159 (0,0076) 0,1056 (0,0358) Ð 0,2553 (0,0861) 0,0505 (0,0100)

CDD 0,0918 (0,0140) 0,2500 (0,0474) 1,1500 (0,3581) Ð

CDI

0,0462 (0,0105) 0,1571 (0,0388) 1,9900 (0,3941) 1,4800 (0,1406) 0,0987 Ð (0,0120)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 3943 981 251 429 3964

33,0 (32,6) 8,6 (9,2) 1,3 (1,3) 5,1 (5,1) 52,0 (51,7)

Ces probabiliteÂs donnent une estimation de la probabiliteÂ qu'un individu occupant le statut i un jour se retrouve dans le statut j le jour suivant. b Estimation de la dureÂe moyenne de seÂjour dans le statut. c Distribution d'eÂquilibre de la population au sens ouÁ, si la population se reÂpartit dans les diffeÂrents statuts suivant cette distribution, les probabiliteÂs de transition estimeÂes ne modifient pas cette distribution au cours du temps ; entre parentheÁses figure la distribution observeÂe. a

l'e Â quilibre de 33 % (32,6 % en ce qui concerne la distribution observe Âe). Outre les comportements des demandeurs de Âja Á e Â voque Â s, ce seraient ici des facteurs lie Âs a Á la non-participation a Á l'offre de travail qui expliqueraient cet e Âtat de fait : pre Â fe Â rence a Á investir en e Â ducation au de Â but de la vie active, attractivite Â relative du non-travail re Â mune Â re Â a Á la fin de celle-ci (conditions de pre Âpension, valorisation plus importante des activite Â s lie Â es a Á la retraite). En ce qui concerne les transitions au de Âpart du statut de cho Ã meur, on observe une assez inquie Âtante intensite Â de transition vers les statuts d'inactivite Â, repre Â sentant 49,7 % des personnes quittant ce statut. Rappelons la pre Âcaution a Á prendre, relative au fait que la part des cho Ã meurs de longue dure Âe, moins employables, est sans doute surponde Âre Â e dans notre e Âchantillon. Cette situation de « pie Áge a Á l'inactivite Â » n'en est pas moins inquie Âtante. En termes de transition entre cho Ã mage et emploi, l'hypothe Á se d'une plus grande flexibilite Â au niveau de l'embauche est conforte Âe par nos re Âsultats : la probabilite Â journalie Á re de voir les personnes quitter le cho Ã mage vers le marche Â secondaire (sous-emploi (0,1056 millie Á me) et de CDD (0,25)) est environ deux fois supe Ârieure a Á celle d'acce Â der au marche Â primaire (0,1571). Me Ã me si cela concerne moins de personnes, il est plus positif de remarquer le relatif tremplin que semblent constituer les statuts de sous-emploi, a Á la fois de dure Â e moyenne relativement re Âduite (251 jours) et permettant d'acce Âder a Á un

42


emploi a Á dure Â e inde Â termine Â e dans une transition sur deux, au cho Ã mage ou a Á un statut d'inactivite Â dans une transition sur 5. Rappelons que ce re Âsultat peut s'interpre Â ter comme une fac Ëon, co Ã te Â demande de travail, de s'assurer d'une certaine productivite Â en formant et en se Âlectionnant la personne a Á moindre cou Ã te Â Ã t. Mais co ajustement sur le marche Â du travail, ceci peut donc aussi e Ãtre une fac Ë on pour certains offreurs d'acce Âder au marche Â primaire du travail. Et l'ide Âe selon laquelle le marche Â secondaire serait relativement cloisonne Â par rapport au primaire n'est pas ici ve Ârifie Â e. On observe une situation assez similaire en termes de transitions relatives des CDD, autre statut suppose Â du marche Â secondaire, vers les CDI d'une part et les statuts tre Á s pre Â caires (cho Ã mage et inactivite Â) de l'autre, dans un rapport d'environ 2,5 pour 1. Ces mauvais emplois semblent donc, quelque soit le statut de CDD ou de sous-emploi, assez proches en termes de perspectives. L'ide Â e selon laquelle les CDI pourraient bien repre Âsenter le marche Â primaire semble corrobore Â e car on estime de tre Ás faibles intensite Â s de transition vers des statuts infe Ârieurs. En ce sens, un stock de bons emplois stables serait alimente Â (pour compenser les de Âparts naturels) par un apport d'ex-CDD ou de statuts de « sous-emploi », beaucoup moins par les cho Ã meurs. On peut enfin observer que, dans la structure des probabilite Âs d'e Â quilibre, les CDI correspondent a Á environ 90 % de l'ensemble des emplois (52 % sur 58,4 %), a Á 80 % de la population active et a Á 52 % de la population totale. En termes de marche Â dual, l'importance relative du marche Â primaire est donc grande par rapport au marche Â secondaire, alors qu'un troisie Áme tiers du marche Â du travail (inactivite Â et cho Ã mage) occupe malheureusement lui aussi une place tre Ás importante.

2.2 Populations segmenteÂes 2.2.1

Par genre (Annexe 2.1) Par souci de concision, nous reprenons en annexe les tableaux de Âtaille Â s par

caracte Â ristique individuelle, sauf en ce qui concerne l'appartenance re Âgionale. Nous en relevons les principaux e Âle Â ments. En ce qui concerne les perspectives d'emploi, les re Âsultats par genre confirment assez bien les attentes base Âes sur des logiques de demande de travail et de marche Â dual. En termes de statut occupe Â a Á l'e Â quilibre sur le marche Â du travail, nous estimons que seules 47,3 % de femmes occupent a Á l'e Â quilibre un contrat a Á dure Â e inde Â termine Â e, pour 65 % d'hommes. En corollaire mais aussi sans doute pour des raisons lie Âes a Á un taux de participation fe Â minin moins e Âleve Â a Á la force de travail (comportement d'offre), 41,5 % de femmes connaõÃtraient l'inactivite Âa Á l'e Â quilibre, pour seulement 22,3 % d'hommes.


43

Fait inquie Â tant mais aussi attendu, ces conside Ârations se retrouvent lorsqu'on analyse les intensite Âs de transition ascendante estime Âe vers des CDI, plus faibles pour les femmes quel que soit le statut de de Âpart. La situation observe Âe en ce qui concerne les statuts de sous-emplois est assez illustratrice de cette forme de discrimination co Ã te Â demande, dans la mesure ou Á elle concerne des situations dont on peut supposer que l'effet « offre » est peu pre Âsent, les femmes occupant ces statuts souhaitant vraisemblablement travailler autant que les hommes. Pourtant, environ 2 hommes sur 3 trouvent un CDI au sortir de ce statut, pour seulement 2 femmes sur 5. On observe peu de diffe Â rence entre hommes et femmes en termes de dure Âe de cho Ã mage et d'inactivite Â , s'agissant de dure Âes e Â leve Â es dans un cas comme dans l'autre. C'est donc un peu comme si, une fois un tri ope Âre Â sur le marche Â entre actifs employe Â s et les autres (davantage au de Âtriment des femmes), la probabilite Â de quitter le non-emploi deviendrait alors tre Ás faible quel que soit le genre. Il existerait donc peut-e Ã tre une plus grande diffe Ârenciation par genre dans l'acce Ás aux bons emplois qu'au niveau des probabilite Âs de quitter le non-emploi. En conside Â rant les transitions descendantes entre emploi (CDD, CDI et sous-emploi) et non-emploi (inactivite Â et cho Ã mage), on observe relativement peu de diffe Â rences par genre, si ce n'est en ce qui concerne le sous-emploi qui offre plus de risques aux femmes de connaõÃtre un statut encore plus pre Âcaire.

2.2.2

Par qualification (Annexe 2.2) En termes de probabilite Âs d'e Â quilibre, les diffe Ârences observe Â es par genre

sont encore plus fortes par qualification que par genre : la probabilite Â d'inactivite Â des peu qualifie Â s Ð n'ayant pas termine Â le niveau d'e Â tudes secondaires Ð est d'environ 60 %, soit 3 fois supe Ârieure a Á celle des qualifie Â s. Leur probabilite Â d'e Ã tre en cho Ã mage est de 12,5 %, 5 fois supe Ârieure aux qualifie Â s. Et, grosso modo, le surcroõÃt d'inactivite Â et de cho Ã mage des premiers a pour principal corollaire davantage de probabilite Â d'occuper un CDI parmi les seconds (67,3 % contre 24,4 %). Les personnes qualifie Âes connaissent des taux d'inactivite Â et de cho Ã mage assez re Â duits : c'est sans doute des raisons davantage lie Âes au choix des personnes qui semblent conditionner leur statut sur le marche Â. Nos estimations semblent confirmer l'attention a Á porter au « troisie Á me tiers » du marche Â (non-emploi), tout particulie Á rement sous l'angle des peu qualifie Âs dont les perspectives d'acce Âder a Á un emploi sont tre Ás faibles : ce sont davantage les (au demeurant tre Ás faibles) transitions entre inactivite Â et cho Ã mage qui dominent, l'emploi Ð primaire ou secondaire Ð e Âtant assez cloisonne Â pour les personnes sans emploi. Il est aussi utile de remarquer une certaine diffe Ârence entre la probabilite Â d'e Â quilibre estime Â e et la probabilite Â observe Â e, particulie Á rement en ce qui concerne

44


le statut d'inactivite Â des peu qualifie Â s (59,4 % versus 47,98 %) et le statut de CDI des qualifie Â s (67,3 % versus 62,46 %). En d'autres termes, la situation d'e Âquilibre vers laquelle on tendrait, a Á fonctionnement donne Â du marche Â , devrait encore e Ãtre plus diffe Â rencie Â e que celle que l'on observe. La situation des peu qualifie Âs serait, en tendance, (encore) plus de Âfavorable qu'actuellement. Analysant ensuite les transitions estime Âes entre emplois secondaires et CDI, on remarque par contre qu'elles sont assez peu diffe Ârencie Â es par qualification. Mais elles concernent, en se re Âfe Â rant a Á la distribution d'e Âquilibre the Â orique des deux sous-populations, la situation des « 24 e

e

a Á 28

e

percentiles » des peu

e

Á 75 percentiles » des qualifie Â s. qualifie Â s et celle des « 67 a En termes de fonctionnement dual du marche Â, nos estimations de transitions et de probabilite Âs d'e Â quilibre n'infirment donc pas le fait que les peu qualifie Â s du marche Â secondaire pourraient acce Âder au marche Â primaire comme les qualifie Â s, mais uniquement dans la mesure ou Â et ont obtenu des Á ils ont cherche statuts de sous-emploi et de CDD. Peu de personnes peu qualifie Âes semblent pouvoir l'e Ãtre durant notre pe Âriode d'observation. Rappelons toutefois que ces estimations peuvent aussi masquer des facteurs de capital humain inobserve Âs, qui ame Á neraient sans doute a Á relativiser le choix auquel nous avons du proce Âder pour de Â terminer le niveau de qualification. En termes de transition descendante, le risque est toujours plus grand pour les travailleurs peu qualifie Âs. Ceci confirme la plus grande pre Âcarite Â de leur situation. La probabilite Â de transition descendante des CDI vers les CDD est particulie Á rement diffe Â rente selon les qualifications. En termes de marche Â dual, une certaine mobilite Â , inattendue, du marche Â primaire vers le secondaire apparaõÃt davantage pour les peu qualifie Âs.

2.2.3

Par appartenance reÂgionale En termes de probabilite Â s d'e Â quilibre, on retrouve aussi, comme attendu,

une certaine diffe Ârence entre statuts a Á l'avantage des individus flamands. Comme repre Â sente Â au tableau 2.2, ceux-ci connaissent une probabilite Â d'e Â quilibre plus importante d'occuper un contrat a Á dure Â e inde Â termine Â e (+12 %) avec en corollaire un plus faible taux d'inactivite Â (±6 %), de cho Ã mage (±4,4 %) et d'emploi a Á dure Âe de Â termine Â e (±2 %). En ce qui concerne la probabilite Â d'inactivite Â , le taux de participation plus faible de la force de travail wallonne pourrait s'expliquer entre autres par, co Ã te Â offreurs, les perpectives de re Âmune Â rations relativement moins attirantes du marche Â objective Â es, co Ã te Â perspectives d'emploi, par nos estimations. Co Ã te Â re Â mune Ârations toujours, les statistiques re Âgionales de valeur ajoute Âe par habitant semblent aussi renforcer l'hypothe Áse d'une moins grande attractivite Â du marche Â du travail wallon.


45

Tableau 2.2 Population par appartenance reÂgionale : probabiliteÂs instantaneÂes de transition, dureÂes moyennes et distribution d'eÂquilibre

Population flamande

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,5585 (0,0968) 0,3811 (0,2352) 0,1175 (0,0885) 0,0530 (0,0106)

Sous-emploi CDD CDI

0,0753 (0,0179) Ð 0,0869 (0,2115) 0,5792 (0,1585) 0,0379 (0,0102)

0,0325 (0,0155) 0,1155 (0,0658) Ð 0,3715 (0,1700) 0,0469 (0,0138)

CDD

CDI

0,1018 (0,0244) 0,2472 (0,0907) 1,6400 (0,6271) Ð

0,0516 (0,0178) 0,2329 (0,0774) 1,4500 (0,5058) 1,7000 (0,2537) 0,0801 Ð (0,0173)


29,4 (31,8) 6,1 (6,9) 1,7 (1,5) 4,3 (4,2) 58,5 (55,3)

Population wallonne

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,4686 (0,0673) 0,2401 (0,2527) 0,0763 (0,0547) 0,0768 (0,0128)

Sous-emploi CDD CDI

0,1138 (0,0195) Ð 1,2100 (0,4924) 0,3856 (0,1035) 0,0442 (0,0123)

0,0036 (0,0081) 0,1224 (0,0545) Ð 0,1878 (0,1043) 0,0511 (0,0164)

CDD 0,0974 (0,0200) 0,2475 (0,0612) 0,8633 (0,4851) Ð

CDI

0,0458 (0,0148) 0,0982 (0,0484) 2,4400 (0,6780) 1,3300 (0,1764) 0,1184 Ð (0,0190)


35,4 (33,6) 10,5 (10,9) 1,0 (1,3) 6,3 (6,1) 46,8 (48,1)


Co Ã te Â demande, le relatif rationnement de la population active et la difficulte Â de restructuration de l'appareil productif sont des facteurs qui pourraient expliquer un rapport cou Â moins favorable pour des entreprises wallonnes. Ã t-productivite Comme il en a e Âte Â fait e Â tat (CREW Ð IRES (1998)), le cho Ã mage plus important observe Â en Wallonie n'a que peu affecte Â en retour les salaires (cou Ã ts) des

46


entreprises, contribuant a Á entretenir une faiblesse relative de la demande de travail. Ces facteurs pourraient expliquer en partie la faiblesse relative des probabilite Â s wallonnes d'emploi, estime Âes a Á l'e Â quilibre. Si l'on analyse plus en de Âtail l'emploi selon les 3 statuts envisage Âs, on remarque que les CDI sont, dans la distribution d'e Âquilibre, plus nombreux en Flandre, alors que les CDD seraient plus nombreux en Wallonie. Cette observation est assez proche d'un des arguments de l'analyse de Saint-Paul (1994) consacre Âe au marche Â dual. Sur un marche Â marque Â par une certaine incertitude, les entreprises utilisent sans doute plus le marche Â secondaire, pour des raisons qui pourraient toucher a Á la plus grande mobilite Â attendue des personnes des re Âgions plus de Âfavorise Â es et au plus grand besoin de limiter les cou Ã ts d'ajustement de la force de travail.

2.3 Population flamande En matie Á re de transition ascendante et contrairement a Á ce qui e Âtait pre Â visible, les transitions vers les bons emplois sont peu diffe Ârencie Â es : celles en provenance du cho Ã mage et des CDD sont plus importantes pour les flamands, celles en provenance du sous-emploi l'e Âtant plus pour les wallons. Et au total, un peu plus de personnes sont concerne Âes par la transition vers les CDI en Wallonie qu'en Flandre. En ce qui concerne les probabilite Âs de transition descendante, de l'emploi vers l'inactivite Â et le cho Ã mage, on retrouve ici aussi une relative similitude entre re Â gions, encore que le sous-emploi paraisse plus prote Âger la population flamande. Ceci pourrait s'expliquer par un marche Â du travail plus tendu co Ã te Â flamand. Cette observation ne s'applique pas aux transitions entre CDD et cho Ã mage, qui sont plus faibles pour les wallons.

3. CONCLUSION L'objectif de cette contribution e Âtait d'approcher dans quelle mesure un taux de cho Ã mage e Â leve Â , des taux de re Âallocation faibles et une vraisemblable flexibilisation du marche Â du travail durant les anne Âes 80, accompagne Âe de la possible e Â mergence d'un marche Â du travail dual entre segment primaire (bons emplois) et secondaire (mauvais emplois), ont pu influencer les perspectives sur le marche Â du travail belge durant la pe Âriode 1994-96 et, en retour, si l'hypothe Áse de l'existence d'un fonctionnement dual du marche Â e Â tait supporte Â e par nos estimations. L'analyse du marche Â dual suppose l'e Âmergence de deux segments, le primaire et le secondaire : le de Âveloppement du marche Â secondaire re Â sulterait

Conclusion

47

d'une flexibilite Â plus grande associe Â e aux nouvelles embauches qui seraient en cela des « mauvais » emplois, qui permettrait aux employeurs de mieux faire face aux ale Â as conjoncturels en modulant ces emplois plus flexibles. Ce de Âveloppement s'accompagnerait donc de nombreuses transitions entre mauvais emplois et non-emploi, alors que le marche Â primaire des bons emplois serait relativement prote Â ge Â et cloisonne Â des autres composantes du marche Â. Nos re Â sultats ne confirment pas cette dernie Áre implication. S'ils ne contredisent pas, particulie Árement lorsque nous comparons diffe Ârentes cate Âgories de population, l'hypothe Áse du de Â veloppement d'un marche Â secondaire, nous observons par contre un cloisonnement plus marque Â entre le non-emploi d'une part et l'emploi, primaire ou secondaire, d'autre part. Le marche Â secondaire servirait donc en fait plus de tremplin vers le marche Â primaire que de source d'ajustement marque Â e par une alternance avec le non-emploi. Et la flexibilisation observe Âe du marche Â pourrait avoir favorise Â l'emploi secondaire, en amenant l'employeur a Á embaucher une personne qu'il n'aurait pas ne Âcessairement accepte Âe dans le cadre d'un contrat prote Âge Â. S'agissant des re Â sultats obtenus en segmentant les populations par caracte Â ristiques individuelles, la discrimination relative des femmes est confirme Âe, particulie Á rement dans l'acce Á s au marche Â primaire. Ceci pourrait e Ãtre lie Â a Á des conside Â rations de type cou Â attendue lors du processus d'embauche Ã t/productivite ou a Á une plus grande incertitude de l'employeur quant aux options futures des offreurs. Co Ã te Â qualifications, les travailleurs peu qualifie Âs subissent objectivement la flexibilisation au sens ou Ã me si les transitions entre statuts sont peu diffe Ârentes Á , me par qualification, elles concernent davantage les personnes peu qualifie Âes, dont la probabilite Â observe Â e d'occuper le marche Â primaire est faible et pourrait me Ãme encore s'aggraver. Sous l'angle de l'appartenance re Âgionale, un argument de l'analyse du marche Â dual pourrait enfin s'appliquer, selon laquelle une re Âgion d'entreprises ayant une plus grande incertitude dans la de Âtermination de leur demande de travail connaõÃtrait un de Âveloppement plus important du marche Â secondaire. Ce pourrait e Ã tre le cas des wallons, occupe Âs dans relativement plus d'emplois secondaires que les flamands.

48


ANNEXE 2.1

Population par genre

Â s instantane Â es de transition, dure Â es moyennes Probabilite Â quilibre et distribution d'e

Hommes

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,3098 (0,0704) 0,0741 (0,1400) 0,0769 (0,0631) 0,0546 (0,0091)

Sous-emploi CDD CDI

0,0812 (0,0216) Ð 0,1844 (0,2362) 0,6058 (0,1460) 0,0308 (0,0084)

0,0260 (0,0157) 0,0079 (0,0295) Ð 0,1865 (0,1118) 0,0458 (0,0123)

CDD

CDI

0,1017 (0,0279) 0,4433 (0,1074) 1,0300 (0,5290) Ð

0,0670 (0,0231) 0,2044 (0,0776) 2,5200 (0,6700) 1,7600 (0,2375) 0,0810 Ð (0,0149)


0,2230 (0,2160) 0,0700 (0,0684) 0,0117 (0,0123) 0,0451 (0,0465) 0,6500 (0,6568)

Femmes

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,6015 (0,0693) 0,4424 (0,2556) 0,1044 (0,0644) 0,0701 (0,0128)

Sous-emploi CDD CDI

0,1083 (0,0159) Ð 0,8186 (0,3559) 0,4161 (0,1085) 0,0593 (0,0135)

0,0108 (0,0086) 0,1588 (0,0540) Ð 0,3111 (0,1261) 0,0568 (0,0167)

CDD 0,0873 (0,0159) 0,1556 (0,0491) 1,2500 (0,4855) Ð

CDI

0,0385 (0,0114) 0,1379 (0,0441) 1,6100 (0,4778) 1,3000 (0,1734) 0,1239 Ð (0,0201)


0,4150 (0,4168) 0,1000 (0,1123) 0,0149 (0,0144) 0,0570 (0,0542) 0,4130 (0,4023)


Population par qualification

49

ANNEXE 2.2

Population par qualification

Â s instantane Â es de transition, dure Â es moyennes Probabilite Â quilibre et distribution d'e

Âs Peu qualifie

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,5174 (0,0690) 0,5245 (0,2899) 0,0185 (0,1141) 0,0780 (0,0176)

Sous-emploi CDD CDI

0,0909 (0,0163) Ð 0,6142 (0,3471) 1,3600 (0,3119) 0,0514 (0,0212)

0,0170 (0,0090) 0,0194 (0,0236) Ð 0,2667 (0,1893) 0,0751 (0,0239)

CDD

CDI

0,0401 (0,0133) 0,1534 (0,0529) 0,3380 (0,3510) Ð

0,0033 (0,0082) 0,1869 (0,0493) 2,1300 (0,5895) 1,6800 (0,3409) 0,1785 Ð (0,0347)


0,5940 (0,4798) 0,1250 (0,1320) 0,0105 (0,0147) 0,0271 (0,0370) 0,2440 (0,3425)

Âs Qualifie

Statut de deÂpart


InactiviteÂ

Ð

ChoÃmage

0,4979 (0,0783) 0,0910 (0,1601) 0,1142 (0,0506) 0,0564 (0,0083)

Sous-emploi CDD CDI

0,1114 (0,0209) Ð 0,5280 (0,3028) 0,2752 (0,0765) 0,0358 (0,0077)

0,0133 (0,0132) 0,2224 (0,0806) Ð 0,2624 (0,1023) 0,0423 (0,0110)

CDD 0,1616 (0,0276) 0,3645 (0,0898) 1,7700 (0,5950) Ð

CDI

0,1009 (0,0218) 0,1227 (0,0642) 1,9100 (0,5421) 1,4400 (0,1551) 0,0761 Ð (0,0125)


0,1940 (0,2317) 0,0579 (0,0682) 0,0140 (0,0127) 0,0614 (0,0629) 0,6730 (0,6246)


50


REÂFEÂRENCES BLANCHARD, O.J. (1997), « Macroeconomic and policy implications of shifts in the relative demand for skills », in : D.J. SNOWER et

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CHAPITRE

3 Â DUALISME, MOBILITE ET Â DETERMINANTS FAMILIAUX Une analyse des transitions Â du travail sur le marche

8

Laurence BROZE

CORE, UniversiteÂ catholique de Louvain et GREMARS, UniversiteÂ Lille 3 Claire GAVRAY

Service d'EÂtude du DeÂveloppement psycho-social, UniversiteÂ de LieÁge Christine RUYTERS

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne

8

Ce chapitre est une synthe Áse d'une e Âtude publie Â e ante Â rieurement dans Broze, Gavray, Ruyters (2000).

52

Â et de Â terminants familiaux Dualisme, mobilite

REÂSUMEÂ La theÂorie du travail dual, qui pose l'hypotheÁse de la seÂparation et de la rigiditeÂ entre des segments d'emploi et, avec elle, la question de la mobiliteÂ entre les diffeÂrents statuts d'emploi, ne peut faire l'impasse sur l'examen des deÂterminants des transitions individuelles d'une position socioprofessionnelle aÁ une autre, tantoÃt lieÂs aÁ la demande de travail, reÂgie par des impeÂratifs de flexibiliteÂ et de rentabiliteÂ, tantoÃt lieÂs aÁ l'offre de travail, mue par des facteurs personnels et familiaux. Cette contribution aborde la probleÂmatique du dualisme sur le marcheÂ du travail sous l'angle du travailleur. Elle se base sur une exploitation de donneÂes longitudinales (P.S.B.H.). La deÂmarche analytique est construite en deux temps : (1) examen des positions et des transitions socioprofessionnelles sur le marcheÂ du travail, dans et hors emploi, en troisieÁme vague (1994) et en cinquieÁme vague du panel (1996), et analyse de la nature et de l'intensiteÂ des changements de statut repeÂreÂs, avec mise en eÂvidence des dispariteÂs d'insertion professionnelle selon le sexe et la reÂgion d'appartenance ; (2) analyses statistiques speÂcifiques, de type probit, visant aÁ mettre en lumieÁre l'effet de variables individuelles, deÂmographiques et familiales, sur les positions occupeÂes dans l'emploi et les transitions effectueÂes d'un statut de travail aÁ un autre. Les reÂsultats permettent d'affiner et de nuancer l'interpreÂtation des mutations en cours dans le fonctionnement du marcheÂ du travail comme dans les modes d'insertion sociofamiliale.

1. CADRE DE REÂFLEXION Comme point de de Â part de l'e Â tude, nous e Â mettons l'hypothe Áse d'une distribution ine Â gale des chances de de Âtenir un « bon emploi » et de s'y maintenir, dans un contexte socio-e Â conomique marque Â par une flexibilisation des statuts d'emploi, et une diversification des trajectoires professionnelles au gre Â des besoins et des opportunite Â s du marche Â . Nous admettons l'incidence de ces e Âvolutions sur la re Âpartition des temps et des modes d'insertion sociofamiliale et postulons l'action simultane Âe de l'offre de travail sur les mutations en cours, en fonction des ressources, des aspirations, des capacite Âs de ne Â gociation et des pratiques individuelles et familiales, qui influencent le type d'insertion professionnelle recherche Â ou juge Â acceptable.

2. LES DONNEÂES Dans la mesure ou Á mettre en relation une combiÁ notre contribution vise a naison de facteurs individuels, culturels et familiaux avec une position occupe Âe dans l'emploi, et plus spe Âcifiquement dans l'emploi salarie Â, nous avons appuye Â notre analyse sur une exploitation du Panel Study on Belgian Households

Â thodologie La me

53

(P.S.B.H.), qui se re Âve Á le une des rares sources de donne Âes a Á fournir un e Â ventail diversifie Â d'informations couvrant simultane Âment les domaines de la vie familiale, sociale, culturelle, professionnelle, etc. Cet avantage relatif est renforce Â par la richesse des renseignements re Âtrospectifs et longitudinaux depuis 1992, qui en font d'entre Â e de jeu, la source privile Âgie Â e pour expe Â rimenter notre objet d'e Âtude. Plus exactement, notre analyse porte sur la position occupe Âe par les personnes sur le marche Â du travail en troisie Á me et cinquie Á me vague (1994-1996) et sur les changements de statut repe Âre Âs a Á 24 mois d'intervalle se Âparant les deux vagues retenues comme vagues de re Âfe Â rence. L'e Â chantillon sur lequel s'appuie notre e Âtude est limite Â a Á la population en a Ã ge de travailler et libe Âre Â e de l'obligation scolaire, soit les sujets a Ãge Â s de 18 a Á 65 ans pour les hommes et de 18 a Á 60 ans pour les femmes en vague 3 (1994), a Á 9

l'exclusion des e Âtudiants de plein exercice en 1994 ou/et en 1996 , et des sujets autode Â clare Â s comme handicape Â s aux deux vagues d'enque Ãte, ou handicape Â s en vague 3 et pensionne Â s ou pre Â pensionne Â s en vague 5.

3. LA MEÂTHODOLOGIE La me Â thodologie s'e Âlabore essentiellement en deux phases : ±

la premie Á re phase, d'ordre descriptif, vise a Á construire une matrice des transitions de statut professionnel, dans et hors emploi, entre les deux vagues e Â tudie Â es (1994 et 1996) et a Á analyser la nature et l'intensite Â des changements observe Âs ;

±

la seconde phase, d'ordre explicatif, tente de mesurer, par des analyses statistiques de type probit, quelles sont, dans une association donne Âe de variables qualitatives, celles qui ressortent, toutes choses e Âgales par ailleurs, pour expliquer les chances d'occuper une position donne Âe ou les probabilite Â s de transition d'une position a Á une autre.

9

Cette option se justifie en ce que l'objet d'e Âtude n'est pas l'insertion professionnelle des jeunes et moins encore

celle des e Âtudiants de plein exercice, mais bien celle des individus au cúur de leur trajectoire d'emploi. Elle permet aussi de ne pas « gonfler » les transitions de Âmographiques lie Âes a Á la sortie des e Âtudes et au de Âbut de la vie active.

54


4. TRANSITIONS DE STATUT SOCIOPROFESSIONNEL, DANS ET HORS EMPLOI, ENTRE 1994 ET 1996

L'observation des transitions de statuts socioprofessionnels entre les deux vagues d'enque Ã te requiert de limiter l'e Âchantillon de de Âpart aux sujets interroge Âs a Á chacune des deux vagues. Ils sont re Âpartis en huit groupes sur base de la position qu'ils occupent sur le marche Â du travail. ±

Groupe 1 : les travailleurs salarie Â s sous contrat de travail a Á dure Â e inde Â termine Â e (CDI) et les fonctionnaires a Á temps plein, dont la dure Âe hebdomadaire de travail est supe Â rieure ou e Âgale a Á 35 h (22 h pour les enseignants).

±

Groupe 2 : les CDI et les fonctionnaires a Á temps partiel, dont la dure Âe hebdomadaire de travail est infe Ârieure a Á 35 h (22 h pour les enseignants), mais supe Ârieure a Á 15 h

±

10

.

Groupe 3 : les travailleurs sous contrat de travail a Á dure Â e de Â termine Â e (CDD)

11

, les

emplois a Á temps partiel tre Ás re Â duit Ð dont la dure Â e hebdomadaire de travail 12

est infe Â rieure a Á 15 h

Ð, qu'ils soient CDI, fonctionnaires ou CDD, ainsi

que les emplois sous un autre statut pre Â caire, voire aussi sans statut reconnu. ±

Groupe 4 : les travailleurs non salarie Âs, inde Â pendants et aidants.

±

Groupe 5 : les actifs inoccupe Âs, cho Ã meurs au sens du B.I.T. ; c'est-a Á-dire les personnes sans emploi (au moins une heure), a Á la recherche active d'un emploi et disponibles pour de Â buter un travail dans les 15 jours de l'interview.

±

Groupe 6 : la re Â serve de main-d'úuvre, compose Âe de : (1) les sujets qui, sans e Ãtre recense Â s comme cho Ã meurs au sens du BIT, se de Âclarent cho Ã meurs ou en recherche d'un emploi ; (2) les sujets qui ne recherchent pas d'emploi parce

10

Á partir de la troisie A Á me vague d'enque Ã te, suite aux modifications apporte Âes au questionnaire, les sujets ne sont

plus amene Âs a Á s'autode Â finir comme travailleurs a Á temps plein ou a Á temps partiel. Pour les travailleurs a Á temps partiel, est de Â sormais renseigne Â le nombre d'heures habituelles de travail mais, en revanche, l'information requise pour estimer la proportion du temps de travail de Âclare Â par rapport a Á un temps plein fait de Âfaut. C'est la raison pour laquelle nous avons fixe Â a Á 35 h la limite infe Â rieure pour un temps plein, 22 h dans le cas d'un enseignant. 11

Les contrats CDD comprennent les contrats a Á dure Â e de Â termine Â e, les contrats pour une ta Ãche nettement de Â finie,

les formations en entreprise, les emplois dans le cadre de programmes de remise au travail et les contrats d'inte Â rim. 12

Á noter que, dans un quart des situations, les contrats CDD sont e A Âgalement a Á temps partiel.

Transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, entre 1994 et 1996

55

qu'ils sont en formation, sont « de Âcourage Â s », ont trouve Â un emploi qui n'a pas encore de Âbute Â , ou encore sont pre Âpensionne Â s (ici seulement en troisie Á me vague avec limite d'a Ã ge fixe Âe a Á 65 ans pour les hommes, 60 ans pour les femmes). ±

Groupe 7 : les inactifs, compose Â s du solde ; c'est-a Á -dire des personnes qui ne sont ni travailleurs, ni cho Ã meurs, ni reprises dans la re Âserve de main-d'úuvre.

±

Groupe 8 : cate Â gorie pertinente pour la seule anne Âe 1996, dans la mesure ou Á elle reprend les pre Â pensionne Â s en vague 5 qui ne l'e Âtaient pas en vague 3. Ce groupe permet d'isoler les sortants du marche Â du travail entre les deux vagues et de ne pas gonfler artificiellement le groupe des inactifs en 1996. Le tableau 3.1 donne, pour 1994 et 1996, la distribution des sujets dans les

diffe Â rentes cate Â gories d'emploi et de non-emploi. Il renseigne ensuite sur le croisement entre la position socioprofessionnelle de de Âpart et la position occupe Âe 24 mois plus tard

13

.

L'examen des positions occupe Âes dans et hors emploi, a Á chacune des anne Â es retenues, confirme les e Âvolutions constate Â es par ailleurs dans la configuration du marche Â du travail, a Á savoir : ±

une diminution des emplois CDI a Á temps plein, les plus repre Âsentatifs du marche Â primaire (63 % des travailleurs en 1994 ; 58,7 % en 1996) ;

±

une augmentation du travail a Á temps partiel (12,6 % en 1994 ; 15,7 % en 1996) et de l'emploi non salarie Â (13,5 % en 1994 ; 14,6 % en 1996) ;

±

une stagnation des emplois pre Âcaires (CDD, temps partiel < 15 heures, travail sans statut) autour de 11 % des actifs occupe Âs ;

±

une diminution du cho Ã mage (24 % du non-emploi en 1994 ; 20,6 % en 1996), compense Â e par une augmentation de la re Âserve de main-d'úuvre (36 % du non-emploi en 1994 ; 39 % en 1996) et de l'inactivite Â (40 % du non-emploi en 1994 ; 40,6 % en 1996). L'analyse des changements de statut a Á 24 mois d'intervalle met en e Âvidence

la nature, la direction et l'intensite Â des mouvements repe Âre Â s entre statuts socioprofessionnels : ±

parmi les plus mobiles sur le marche Â du travail, c'est-a Á-dire les statuts pre Â caires (CDD et temps partiel < 15 heures), 40 % s'inscrivent dans une trajectoire ascendante

13

14

entre 1994 et 1996, pre Ás de 40 % conservent le

Il va de soi que les sujets ont pu connaõÃtre d'autres situations et d'autres transitions au cours de la pe Âriode de

deux ans qui s'est e Âcoule Â e. 14

Par trajectoire professionnelle ascendante, on entend une trajectoire, dans l'emploi, caracte Ârise Â e soit par un

passage d'un CDD vers un CDI/fonctionnaire a Á temps partiel ou a Á temps plein, soit par un passage d'un CDI/ fonctionnaire a Á temps partiel vers un CDI/fonctionnaire a Á temps plein. En l'occurrence, 28 % occupent un emploi

56


Tableau 3.1 Positions et transitions de statut socioprofessionnel dans et hors emploi aux vagues 3 et 5 du PSBH (1994 et 1996) Indépendants + aidants (Groupe 4)

Chômeurs Réserve de Inactifs BIT main-d'œuvre (Groupe 7) (Groupe 5) (Groupe 6)

CDI ou Fonctionnaires Temps plein (Groupe 1) CDI ou Fonction. Temps partiel (15h-35h) (Groupe 2) CDD + Temps partiel (< 15h/sem.) (Groupe 3) Indépendants + aidants (Groupe 4)

1350 80,5

142 8,5

87 5,2

28 1,7

24 1,4

8 0,5

33 2,0

6 0,4

61 18,2

210 62,5

25 7,4

8 2,4

5 1,5

9 2,7

15 4,5

3 0,9

85 28,5

39 13,1

112 37,6

12 4,0

16 5,4

7 2,3

11 3,7

16 5,4

3 0,8

3 0,8

19 5,3

322 89,2

7 1,9

1 0,3

3 0,8

3 0,8

Chômeurs BIT (Groupe 5)

28 13,4

6 2,9

30 14,4

7 3,3

80 38,3

9 4,3

36 17,2

13 6,2

Réserve de main-d'œuvre (Groupe 6)

2 0,6

0 0,0

5 1,6

2 0,6

8 2,5

248 79,0

22 7,0

27 8,6

Inactifs (Groupe 7)

5 1,4

9 2,6

11 3,1

2 0,6

26 7,4

31 8,9

207 59,1

59 16,9

289 8,2

381 10,7

313 8,8

327 9,2 40,6

127 3,6

58,7 TOTAL GÉNÉRAL 1996

1534 43,3

85,4

15,7

409 11,5

EMPLOI SALARIÉ

11,1

2232 62,9

38,8

EMPLOI NON SALARIÉ NON-EMPLOI (hors pré/pensions) Pré/pensions

14,6

381 10,7

EMPLOI TOTAL

100,0

166 4,7

20,6

2613 73,7

100,0

806 22,7

86,4

NON-EMPLOI

933 26,3

Note : preÂ/pensionpensionneÂs et preÂpensionneÂs

TOTAL GÉNÉRAL 1994

Pré/ pensionnés 5e vague (Groupe 8)

127 3,6 13,6 100,0

1678 100,0 62,8 336 100,0 12,6 298 100,0 11,1 361 100,0 13,5 209 100,0 23,9 314 100,0 36,0 350 100,0 40,1 3546 100,0

2312 65,2

EMPLOI NON SALARIÉ

361 10,2

EMPLOI TOTAL

1994

NON-EMPLOI

EMPLOI NON SALARIÉ

2673 75,4 100,0 NON-EMPLOI

EMPLOI

EMPLOI SALARIÉ

EMPLOI SALARIÉ

CDI ou CDI ou Fonction. CDD + Fonctionnaire Temps partiel Temps partiel Temps plein (15h-35h) (< 15h/sem.) (Groupe 1) (Groupe 2) (Groupe 3)

NON-EMPLOI

1996

873 24,6

873 24,6 100,0 3546 3546 100,0 100,0

3546 100,0 3546 100,0

me Ã me statut d'emploi, 4 % deviennent non salarie Âs, 5,4 % se retrouvent au cho Ã mage et le solde, soit plus de 11 %, dans l'inactivite Â; ±

les CDI ou fonctionnaires a Á temps partiel en premie Á re vague se maintiennent mieux dans l'emploi puisqu'ils ne sont que 1,5 % a Á se retrouver cho Ã meurs deux ans plus tard et 8 % a Á tomber dans l'inactivite Â , et, parmi les sujets qui restent travailleurs, 18 % (re)trouvent un emploi CDI ou fonctionnaire a Á temps plein, tandis que quelque 7,5 % s'inscrivent dans une filie Áre plus inse Â curisante caracte Ârise Â e par un emploi sous statut CDD ou a Á temps partiel infe Â rieur a Á 15 heures/semaine ;

±

parmi les 20 % de CDI et fonctionnaires a Á temps plein en 1994 qui ne conservent pas la me Ãme position deux ans plus tard, ils sont plus de 8 % a Á e Ã tre passe Â s en CDI a Á temps partiel, 5 % ont soit re Âduit tre Á s fortement leur temps de travail (< 15 h/semaine), soit troque Â leur statut pour un statut

CDI ou fonctionnaire a Á temps plein en 1996 et 13 % un emploi CDI ou fonctionnaire a Á temps partiel. Par trajectoire professionnelle descendante, on entend une trajectoire, dans l'emploi, caracte Ârise Â e soit un par passage d'un CDI/fonctionnaire a Á temps plein vers un CDI/fonctionnaire a Á temps partiel ou vers un CDD, soit par un passage d'un CDI/fonctionnaire a Á temps partiel vers un CDD.

57

Transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, entre 1994 et 1996

CDD, pre Á s de 2 % ont opte Â pour un statut non salarie Â, 1,4 % sont devenus cho Ã meurs et seulement 2,9 % ont quitte Â la sphe Á re de l'activite Â. L'observation diffe Â rencie Â e des mouvements de main-d'úuvre selon le sexe montre les hommes plus prote Âge Â s que les femmes en termes de stabilite Â dans des emplois se Âcurisants, relevant du « marche Â primaire ». Dans sa partie gauche, le tableau 3.2 donne le nombre et la proportion d'hommes et de femmes concerne Âs par un statut donne Â en 1994. Le sexe se re Âve Á le ici jouer tre Ás significativement

15

sur la position occupe Âe sur le marche Â du travail.

Dans sa partie droite, le tableau informe sur le nombre et le pourcentage d'hommes et de femmes qui ont conserve Â le me Ã me statut en 1994 et 1996. Simultane Âment, il donne la signification du test

2

attache Â aux proce Â dures « probit » utilise Âes

et re Â pe Â te Â es pour chaque statut d'occupation, qui testent l'impact de la variable explicative « sexe » sur le maintien dans un statut donne Â d'une vague a Á l'autre.

Tableau 3.2 Positions et transitions de statut socioprofessionnel des hommes et des femmes, dans et hors emploi dans le P.S.B.H., aux 3e et 5e vagues (1994 et 1996)

1994

Nombre de Proportion d'homsujets dans un mes et de femmes statut donneÂ dans un statut en 1994 par donneÂ en 1994 sexe Total = 100 % F

H

F

Signification du « sexe » comme deÂterminant de la stabiliteÂ dans le statut de deÂpart

CDI ou fonction1107 naire aÁ temps plein CDI/fonctionnaire aÁ 49 temps partiel (entre 15 h et 35 h/sem) CDD et/ou temps 114 partiel (< 15 h/sem) Non salarieÂ 232

571

66,0 %

34,0 %

P 0,001

287

14,6 %

85,4 %

P 0.001

184

38,2 %

61,8 %

P 0,001

129

64,3 %

35,7 %

P 0,06

ChoÃmeur

84

125

40,2 %

59,8 %

P 0,31

ReÂserve de maind'úuvre Inactif

191

159

54,6 %

45,4 %

P 0,001

10

304

3,2 %

96,8 %

Peu de sujets masculins

H

15

Le re Â sultat du test d'inde Â pendance du

2

Nombre et pourcentage de sujets qui sont resteÂs dans le meÃme statut en 1996 qu'en 1994 Ð Distinction selon le sexe H

F

927 (83,7 %) 19 (38,8 %)

423 (74,1 %) 191 (66,6 %)

36 (31,6 %) 213 (91,8 %) 34 (40,5 %) 141 (73,8 %) 4 (40,0 %)

76 (41,3 %) 109 (84,5 %) 46 (36,8 %) 66 (41,5 %) 244 (80,3 %)

donne une valeur de 0,001, ce qui nous permet de rejeter l'hypothe Áse

d'inde Â pendance du sexe sur la position occupe Âe dans un statut donne Â.

58


Les hommes sont proportionnellement plus nombreux que les femmes a Á occuper un emploi sous contrat CDI/fonctionnaire a Á temps plein (66 % en 1994) et ils sont 84 % (contre 74 % de femmes) a Á s'y maintenir aux deux vagues. Cet avantage relatif au profit des hommes se renforce a Á l'examen des changements de statut dans l'intervalle des deux anne Âes e Â tudie Â es : ils sont 45 %

16

a Á passer d'un

CDD vers un CDI a Á temps plein pour 18,5 % de femmes, et 49 % a Á passer d'un CDI a Á temps partiel vers un CDI a Á temps plein pour 13 % de femmes. Á l'inverse, les femmes sont plus expose A Âes que les hommes au risque

=

d'enlisement dans le marche Â secondaire : en 1994, pre Ás de 2 3 des salarie Â s sous contrat CDD sont des femmes et 41 % d'entre elles (31 % des hommes) se maintiennent dans ce statut aux deux vagues ; l'anne Âe de base, les femmes repre Âsentent encore plus de 4/5 du salariat a Á temps partiel et 67 % d'entre elles (39 % des hommes) conservent un emploi CDI a Á temps partiel entre 94 et 96. Parmi les travailleuses en mobilite Â professionnelle, leur changement de statut traduit e Âgalement la plus grande fragilite Â de leur trajectoire socioprofessionnelle : elles sont 20 %

17

(10,6 % chez les hommes) a Á e Ã tre passe Â es d'un emploi CDI/fonctionnaire a Á

temps plein a Á un emploi plus atypique (13,3 % vers un CDI a Á temps partiel et 6,3 % vers un CDD), et elles sont quelque 9 % (pour 0 % d'hommes sur un effectif tre Ás faible) a Á e Ã tre passe Â e d'un CDI/fonctionnaire a Á temps partiel vers un CDD. Á noter cependant que les hommes et les femmes ayant change A Â de statut dans l'emploi d'une anne Âe a Á l'autre ont une probabilite Â proche de s'inscrire dans une trajectoire ascendante ou descendante et le risque est plus e Âleve Â chez les uns comme les autres de s'inscrire dans la seconde (59 %) que dans la premie Áre 18

(41 %)

. Par contre, des diffe Â rences sexue Â es ressortent quand on envisage les

transferts possibles entre le non-emploi et l'emploi. On remarque d'un co Ã te Â , que le retour a Á l'emploi en provenance du cho Ã mage est beaucoup plus rare pour une femme que pour un homme : parmi les cho Ã meurs en 94 qui retrouvent du travail en 96, on de Â nombre 43 % d'hommes pour 28 % de femmes et, quand ils ont retrouve Â un emploi, plus de la moitie Â des hommes ont de Âcroche Â un emploi CDI/fonctionnaire a Á temps plein tandis que les femmes ont, pour la majorite Â, trouve Â un emploi CDD. En revanche, la re Âinsertion des inactifs, et en particulier de la re Âserve de main-d'úuvre, est plus accessible aux femmes qu'aux hommes : 13 % d'entre elles retrouvent un emploi (contre 3,6 % des hommes), majoritairement un emploi pre Â caire, et 13 % acce Á dent au statut d'actif inoccupe Â (contre 2,6 % des hommes).

16

Ce pourcentage et les suivants proviennent d'un tableau non publie Â ici, mais qui figure dans la version

comple Á te du texte, a Á l'annexe 1 de Broze, Gavray, Ruyters (2000). 17 18

Cf.

note 10.

En fait, les trajectoires descendantes sont majoritairement imputables a Á la perte d'un CDI a Á temps plein.

59

Á le explicatif des positions et transitions dans l'emploi salarie Â Mode

5. MODEÁLE EXPLICATIF DES POSITIONS ET TRANSITIONS

DANS L'EMPLOI SALARIEÂ AÁ LA LUMIEÁRE DE PARAMEÁTRES INDIVIDUELS, DEÂMOGRAPHIQUES ET FAMILIAUX La mise en úuvre d'un mode Ále explicatif, de type probit, vise a Á mettre en

lumie Á re l'effet de variables individuelles, de Âmographiques et familiales, sur les positions occupe Â es dans l'emploi et les transitions effectue Âes d'un statut de travail a Á un autre

19

. Le mode Á le a e Â te Â teste Â se Â pare Â ment pour les hommes et les femmes

20

,a Á

l'exception des cas ou Âs par l'une ou l'autre transiÁ les sujets masculins concerne tion professionnelle n'e Âtaient pas suffisamment nombreux. Les tableaux et les commentaires qui suivent, synthe Âtisent les principaux enseignements tire Âs de l'analyse explicative. Ils pre Âcisent, dans une approche compare Â e, la nature et l'impact des parame Átres qui influent sur la dynamique de l'insertion et de la trajectoire professionnelle des hommes et des femmes.

5.1 DeÂtenir un « bon emploi »... Le tableau 3.3 renseigne sur les probabilite Âs, pour un travailleur salarie Â, d'e Ã tre dans un « bon emploi » (CDI ou fonctionnaire a Á temps plein) en 1994, de s'y maintenir encore 24 mois plus tard ou d'avoir « migre Â », soit vers un emploi CDI ou fonctionnaire a Á temps partiel, soit vers un emploi pre Âcaire (CDD ou/et temps partiel de moins de 15 h/semaine). Chez les hommes, les chances de de Âtenir un emploi CDI a Á temps plein sont d'autant plus e Âleve Â es qu'ils sont marie Âs ou se pre Â parent a Á vivre en couple. La constitution d'une famille se re Âve Á le porteuse de bonne insertion professionnelle comme, a Á l'inverse, on peut penser qu'une se Âcurite Â d'emploi favorise l'engagement de couple. Cette insertion dans ce statut d'emploi est aussi renforce Âe lorsque, vivant en couple, l'homme de Âtient un diplo Ã me d'un niveau plus e Âleve Â que sa partenaire. Les chances de posse Âder ce type d'emploi sont, par contre, comparativement au groupe de re Âfe Â rence, plus faibles pour les candidats a Ãge Â s de plus de 19

Cet exercice requiert de limiter l'e Âchantillon de de Â part aux sujets qui : (1) ont participe Â aux cinq vagues de e

e

l'enque Ã te entre 1992 et 1996 ; (2) ont e Âte Â occupe Â s dans un emploi salarie Â en 3 vague (1994) et en 5 vague (1996) et ont re Âpondu a Á l'ensemble des variables prises en compte dans le mode Ále, soit 1989 sujets (1129 hommes et 860 femmes). Les variables explicatives retenues associent des informations individuelles et/ou familiales de divers ordres : classe d'a Ãge, re Â gion de re Âsidence, exercice e Âventuel d'un second emploi, deux variables relatives aux ressources offertes par la famille d'origine, quatre variables ayant trait a Á la trajectoire de Âmographique et familiale adulte de l'individu et a Á son avancement dans le cycle de vie ; les dernie Áres variables ont trait a Á l'expe Â rience de couple et a Á l'association des niveaux socio-culturels et des situations d'emploi des partenaires. 20

Sur base de l'hypothe Á se selon laquelle ce ne sont pas ne Âcessairement les me Ã mes variables, plus particulie Á-

rement les me Ã mes variables « environnementales », qui peuvent expliquer, chez un homme ou chez une femme, soit le statut qu'il/elle occupe dans l'emploi, soit les probabilite Âs de changer de statut. Une me Ãme variable familiale pourrait me Ã me bien se re Âve Â ler jouer de fac Ëon oppose Â e pour les hommes et les femmes.

60


Tableau 3.3 ProbabiliteÂs de position et de transition professionnelle, entre 1994 et 1996, pour un(e) salarieÂ(e) sous contrat CDI ou fonctionnaire aÁ temps plein en 1994 (3e vague)

ProbabiliteÂ de ProbabiliteÂ de pas- ProbabiliteÂ de pasconserver le meÃme ser aÁ un statut CDI/ ser aÁ un emploi preÂcaire (CDD ou/et statut professionnel fonctionnaire aÁ en vague 5 temps partiel en temps partiel < 15 h/ sem.) en vague 5 vague 5

Variables explicatives preÂsentes dans le modeÁle

ProbabiliteÂ d'occuper un statut CDI/ fonctionnaire aÁ temps plein en vague 3

Nombre de sujets sur lequel porte l'analyse

Hommes Femmes Hommes Femmes Hommes Femmes Hommes Femmes N

1. AÃge 2 niveau de diploÃme (en 94) 18-30 ans, diploÃme < ens. sup. 30-49 ans, diploÃme < ens. sup. 50-59/64, diploÃme < ens. sup. 18-30 ans, diploÃme = ens. sup. 30-49 ans, diploÃme = ens. sup. 50-59/64, diploÃme = ens. sup. 2. ReÂgion de domicile Wallonie Flandre Bruxelles 3. Exercice d'un second emploi 4. A trouveÂ son emploi salarieÂ actuel graÃce aux relations familiales 5. Avoir son peÁre ou sa meÁre diploÃmeÂ de l'ens. supeÂrieur 6. Avoir eu personnellement au moins un enfant 7. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃgeÂ de ± de 6 ans 8. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃgeÂ de 6 aÁ 15 ans 9. Offrir quotidiennement un soutien aÁ un membre de la famille (enfant ou parent) 10. Statut dans la vie en couple Pas en couple En couple marieÂ En couple non marieÂ 11. Avoir connu une transition deÂmographique entre la 3e et la 5e vague et se retrouver en couple en fin de peÂriode 12. Avoir connu une transition deÂmographique entre la 3e et la 5e vague et se retrouver sans partenaire en fin de peÂriode 13. Avoir deÂjaÁ connu une rupture de couple par seÂparation, divorce ou veuvage 14. DiploÃme du sujet et du partenaire Plus diploÃmeÂ que son partenaire Moins diploÃmeÂ que son partenaire Autre situation 15. Statut d'activiteÂ du partenaire Partenaire non travailleur Partenaire salarieÂ non CDI aÁ temps plein Autre situation

= 1007/ 1129

N

= 512/ 860

N

= 895/ 1007

N

= 405/ 512

+

N

= 63/ 1007

N

= 72/ 512

N

= 49/ 1007

+

±±

reÂfeÂrence

±

+ ++

±±

±±

±

± ++

±±

±

±±±

++

± +

±

±

reÂfeÂrence

++

±±± ±± ±±

++

++

±±

+

reÂfeÂrence ++ reÂfeÂrence

+++ lien positif significatif au seuil de 1 % ± ± ± lien neÂgatif significatif au seuil de 1 %. ++ lien positif significatif au seuil de 5 % ± ± lien neÂgatif significatif au seuil de 5 % + lien positif significatif au seuil de 10 % ± lien neÂgatif significatif au seuil de 10 %.

±

±

++

±

±

+

= 35/ 512

reÂfeÂrence

±± ±

±±± ±

N

+


61

30 ans, diplo Ã me Â s de l'enseignement supe Ârieur ; ils pre Â sentent un profil professionnel plus diversifie Â tant au cúur de la trajectoire professionnelle qu'en fin de carrie Á re. Habiter a Á Bruxelles et exercer un second emploi sont deux autres facteurs a Á risque. Le maintien dans le statut commune Âment conside Â re Â comme le plus enviable est soutenu par la mise en couple durant la pe Âriode vise Âe, tandis qu'il est entrave Â soit par l'exercice d'un emploi supple Âmentaire, soit par l'expe Ârience ve Â cue d'un divorce ou d'une se Âparation. Cette dernie Áre expe Â rience favorise aussi, chez les hommes, le passage d'un statut CDI a Á temps plein vers un CDI a Á temps partiel. 21

Dans ce cas, comme le montrent de re Âcentes e Â tudes

, certains cherchent a Á « fle-

xibiliser » leurs horaires de travail, soucieux de favoriser les contacts avec leurs jeunes enfants ou d'en assumer une garde e Âquitablement partage Â e apre Á s divorce. Habiter a Á Bruxelles et exercer un second emploi semblent, ici aussi, avoir une implication sur la probabilite Â d'e Â changer un CDI a Á temps plein contre un CDI a Á temps partiel, tandis qu'avoir la charge financie Áre d'enfant(s) en a Ãge scolaire et/ou d'une e Â pouse me Â nage Á re prote Á ge d'un tel changement, de me Ãme qu'avoir un parent (pe Á re ou me Á re) diplo Ã me Â de l'enseignement supe Ârieur, signe d'une origine socioculturelle favorable. Le risque de perdre un emploi typique pour un emploi pre Âcaire est re Â duit chez les hommes a Ãge Â s de 30 a Á 49 ans, diplo Ã me Â s du supe Â rieur, ainsi que chez ceux sur qui reposent le soutien et l'organisation familiale. Il est par contre plus e Âleve Â chez ceux dont la partenaire occupe elle-me Ãme un emploi pre Âcaire. Ces observations illustrent le phe Ânome Á ne d'homogamie sociale au sein des couples, mais aussi celui de la persistance d'un rapport diffe Ârent des hommes et des femmes a Á la sphe Á re professionnelle et familiale

22

.

Chez les femmes, ce sont les jeunes de moins de 30 ans peu diplo Ã me Â es qui, comparativement au groupe de re Âfe Â rence, ont plus de chance de de Âtenir un emploi sous contrat CDI a Á temps plein. Il en est de me Ãme pour les femmes vivant en union libre, expose Â es a Á la ne Â cessite Â de se garantir des protections et une autonomie financie Áres plus e Â leve Â es. Sans doute leur me Ânage est-il aussi particulie Árement Á l'inverse, la de expose Â a Á la ne Â cessite Â de disposer d'un double salaire. A Âtention d'un CDI a Á temps plein est de Âcourage Â e par le fait d'e Ãtre marie Âe, me Á re de famille, et d'assurer au quotidien les charges familiales. Ce n'est donc pas tant le fait de vivre en couple que celui d'avoir institutionnalise Â cette union qui de Â courage l'insertion des femmes dans un CDI a Á temps plein. Pour celles qui vivent en couple, marie Âes ou non, e Ã tre moins diplo Ã me Â es que leur partenaire diminue fortement la probabilite Â d'occuper un emploi typique ; risque auquel s'exposent e Âgalement les femmes dont le partenaire est sans emploi ou occupe un emploi plus pre Âcaire. Ces re Â sultats 21 22

Cooksey et Fondell (1996). Maurin (1998).

62


traduisent d'une part, la de Âpendance plus grande des femmes en couple vis-a Á-vis de leur partenaire et un pouvoir de ne Âgociation diffe Ârent pour les hommes et pour les femmes au sein des couples 24

socioculturelle

23

et d'autre part, l'existence d'une homogamie 25

et professionnelle

des partenaires de Âja Áe Â voque Â e plus haut, et du

risque exponentiel de pre Âcarite Â des me Â nages ou Âs Á les adultes sont peu qualifie

26

.

L'influence des relations familiales dans l'insertion professionnelle des femmes semble e Â galement re Âduire leurs chances de de Âcrocher un emploi typique. La probabilite Â de conserver le me Ã me statut CDI a Á temps plein deux ans plus tard, est plus e Âleve Â e chez les femmes en couple, dont le partenaire occupe un emploi de moins bonne qualite Â. Ainsi, lorsque la femme posse Áde un bon emploi, ce dernier tendrait a Á compenser le manque de protection de l'emploi du partenaire. Le mariage et la charge d'enfant(s) en bas a Ãge expliquent une probabilite Â plus faible de stabilite Â dans l'emploi typique. Sans surprise, le risque du passage d'un statut CDI a Á temps plein vers un CDI a Á temps partiel est accru avec le mariage et la charge d'enfant(s) en bas a Ãge. Les travailleuses a Ãge Â es (50-59 ans) diplo Ã me Â es de l'enseignement supe Ârieur sont e Â galement plus expose Â es a Á ce risque, comparativement au groupe de Âmographique de re Â fe Â rence. Contrairement a Á ce qui est observe Â chez les hommes, les bruxelloises semblent prote Âge Â es de ce type de transfert. Le risque de perdre un emploi typique pour un emploi pre Âcaire est plus faible parmi les femmes a Ãge Â es de 30 a Á 49 ans diplo Ã me Â es du supe Â rieur et parmi celles issues d'un milieu socioculturel favorise Â, c'est-a Á -dire dont un des parents au moins est e Âgalement diplo Ã me Â du supe Â rieur. Il est par contre, plus e Âleve Â pour les travailleuses domicilie Âes en Flandre comparativement a Á celles re Âsidant en Wallonie ou a Á Bruxelles. Ce re Â sultat confirme une flexibilite Â supe Â rieure des travailleuses du nord du pays.

5.2 Accepter un travail aÁ temps partiel... La probabilite Â , pour un homme, de travailler a Á temps partiel sous statut CDI ou fonctionnaire en de Âbut de pe Âriode (1994), est plus e Âleve Â e lorsque : (1) il re Â side a Á Bruxelles ou en Flandre ; (2) il a plus de 30 ans et de pre Âfe Â rence plus de 50 ans, et il est diplo Ã me Â du supe Â rieur ; (3) il exerce un second emploi ; (4) il a connu une rupture dans sa vie conjugale. Elle est par contre plus faible chez ceux qui ont be Â ne Â ficie Â du soutien du re Âseau familial pour acce Âder a Á leur emploi, signe du ro Ã le 23 24 25 26

Testenoire (2000). Gavray (1999). Desplanques (1993). Concialdi et Ponthieux (1999).

63


Tableau 3.4 ProbabiliteÂs de position et de transition professionnelle, entre 1994 et 1996, pour un(e) salarieÂ(e) sous contrat CDI ou fonctionnaire aÁ temps partiel en 1994 (3e vague)







= 42/ 1129

N

= 236/ trop peu 860 de sujets ±

+ ++ + ++ + ±

N

= 179/ trop peu 236 de sujets

++

= 35/ trop peu 236 de sujets

N

= 22/ 236

±± reÂfeÂrence

±±

+++

N

++ +++

±±

reÂfeÂrence

++

±±

+ +++

+++

± reÂfeÂrence ±±

±± +++

++ ± +

reÂfeÂrence

reÂfeÂrence


±±

64


que peut jouer l'entourage familial dans le « parrainage » professionnel, diffe Ârent pour les hommes et pour les femmes

27

.

La probabilite Â , pour une femme, d'occuper un emploi a Á temps partiel est e Â galement plus e Âleve Â e en Flandre, mais elle est aussi et surtout influence Âe par des variables d'ordre familial : e Ãtre marie Â e, avoir des enfants en bas a Ãge, mais aussi en a Ã ge de scolarite Â , et devoir fournir quotidiennement un soutien a Á la famille sont les de Â terminants majeurs de l'occupation des femmes a Á temps partiel

28

. Corre Â lative-

ment, appartenir a Á la ge Â ne Âration des plus jeunes travailleuses (18-30 ans) les prote Á ge de ce type d'emploi, quel que soit le niveau de diplo Ã me. Enfin, a Á me Ã me configuration de me Ânage, e Ã tre plus diplo Ã me Â e que le partenaire atte Ânue le risque, qui s'accroõÃt par contre chez la femme moins diplo Ã me Â e que son conjoint. Ce re Â sultat apporte la confirmation que le niveau de formation de la femme est le meilleur outil de prise de distance par rapport aux comportements traditionnels

29

.

Le maintien dans l'occupation a Á temps partiel est majoritairement le fait des me Áres de famille ayant a Á charge des enfants en bas a Ãge, tandis qu'il est moins probable chez les jeunes (18-30 ans) diplo Ã me Â es de l'enseignement secondaire ainsi que chez les femmes en phase de transition vers une vie en couple. Leur insertion socioprofessionnelle semble be Âne Â ficier de l'acce Ás a Á un emploi CDI a Á temps plein, dans lequel elles se maintiennent plus longtemps, soutenues en cela par le report temporel de la maternite Â. La transition d'un temps partiel a Á un temps plein sous le me Ã me statut est favorise Â e par un niveau d'e Âducation e Âleve Â (enseignement supe Ârieur), ainsi que par l'expe Ârience re Âcente d'une transition vers une vie de couple. Par contre, elle est de Âfavorise Â e par le mariage et le soutien de famille. Quant au risque de « troquer » le temps partiel pour un CDD ou un temps partiel tre Ás re Â duit (moins de 15 heures/semaine), il est plus faible pour les diplo Ã me Â es du supe Â rieur, au cúur de leur carrie Áre professionnelle (30-49 ans), ainsi que pour les femmes en couple moins diplo Ã me Â es que leur partenaire et pour celles qui ont la charge de jeunes enfants.

5.3 Obtenir un emploi preÂcaire... Notons d'emble Âe que l'emploi salarie Â CDD ou de ± de 15 heures par semaine reste toujours minoritaire ; il concerne quelque 11 % des salarie Âs en 1994 et en 1996. Remarquons e Â galement que, parmi les contractants d'un CDD, 9 % des hommes et 28 % des femmes sont en me Ãme temps concerne Âs par un horaire tre Ás re Â duit.

27 28 29

Battagliola, Bertaux-Wiame, Ferrand et Imbert (1994). Barre Á re-Maurisson (1992). Commaille (1993).

65


Tableau 3.5 ProbabiliteÂs de position et de transition professionnelle, entre 1994 et 1996, pour un(e) salarieÂ(e) sous contrat preÂcaire (CDD ou/et temps partiel < 15 h/semaine) en 1994







= 70/ 1129

++

++

N

= 112/ 860

+++

N

= 40/70

+

N

= 27/ 112

N

= 17/70

reÂfeÂrence ±±± +++

N

= 27/ 112

N

= 23/70

N

= 58/ 112

+

reÂfeÂrence

+++

+++ +

±±

+

+

±

± ++

±

±±± ±

reÂfeÂrence

+

±

+ ++

reÂfeÂrence ±±± ±±

+++

reÂfeÂrence


±±

+

66


Chez les hommes, la probabilite Â d'occuper un emploi pre Âcaire (CDD ou < 15 h/semaine) et de s'y maintenir est d'autant plus e Âleve Â e qu'ils appartiennent a Á la cate Â gorie des travailleurs a Ãge Â s (50-64 ans) peu diplo Ã me Â s, que leur partenaire occupe elle-me Ã me un travail atypique, qu'ils re Âsident a Á Bruxelles et/ou qu'ils ont be Â ne Â ficie Â du soutien du re Âseau familial pour de Â crocher leur emploi. En revanche, le mariage les prote Áge de la pre Â carite Â professionnelle Ð il re Âduit le risque d'occuper un CDD et, le cas e Âche Â ant, il augmente la probabilite Â de le quitter pour un CDI a Á temps plein Ð, tandis que la charge d'enfants en a Ãge scolaire empe Ãche l'enlisement dans le statut atypique. Á l'inverse des hommes, les femmes les plus vise A Âes par une insertion durable sur le marche Â du travail dans le cadre d'un CDD sont les jeunes (1830 ans), diplo Ã me Â es de l'enseignement supe Ârieur, issues d'un milieu culturellement favorise Â . Mais ce sont aussi elles qui ont le plus de chance de quitter, dans les deux ans, leur statut CDD pour un CDI a Á temps plein. La vie en couple, et tout particulie Á rement dans les liens du mariage, les prote Áge de l'emploi pre Âcaire mais facilite par contre le passage d'un emploi CDD a Á un emploi CDI a Á temps partiel. L'expe Â rience d'une rupture avec le partenaire, et avec elle le retour a Á l'autonomie, joue e Â galement un effet protecteur contre l'emploi pre Âcaire. Par ailleurs, les travailleuses qui, en de Âbut de pe Âriode, avaient opte Â pour la recherche ou l'acceptation conjointe de plusieurs jobs semblent s'e Ãtre stabilise Âes plus volontiers dans un poste CDI a Á temps partiel que dans un CDD. Enfin, la probabilite Â de de Â crocher un emploi CDD est, chez les femmes, plus e Âleve Â e en Flandre que dans les deux autres re Â gions du pays. Á la lumie A Á re de ces re Âsultats, il ressort que, sous le ge Âne Â rique d'emploi pre Â caire, se dissimulent des re Âalite Â s « multiformes » de CDD (inte Ârim, contrat de remplacement, CDD...), qui touchent un public diversifie Â, au sein duquel nous distinguons, d'un co Ã te Â , les jeunes travailleuses hautement qualifie Âes, qui, au sortir de la scolarite Â, se rendent disponibles pour tous types de statut et d'expe Âriences professionnelles susceptibles de leur offrir une porte d'entre Âe sur le marche Â du travail

30

et, de l'autre co Ã te Â , des travailleurs a Ãge Â s, peu qualifie Â s, qui ont proba-

blement perdu pre Âmature Â ment leur emploi par suite de restructurations dans le secteur secondaire, et se retrouvent sur le marche Â du travail, contraints a Á accepter les conditions d'emploi, fussent-elles pre Âcaires, qui leur sont offertes

31

.

Ces re Âsultats confirment aussi que ce sont des configurations diffe Ârentes de variables individuelles qui jouent pour les hommes et pour les femmes

32

, et que ce

sont des facteurs diffe Ârents qui expliquent une position donne Âe a Á un moment du temps, la stabilite Â dans ce statut ou au contraire la transition vers un autre statut ; 30 31 32

Bidart (2000). Gavray et Ruyters (2000). Fermanian et Lagarde (1998).

Conclusions

67

d'ou Â re Ã t de confronter les re Âsultats transversaux et longitudinaux. Ils illusÁ l'inte trent une nouvelle fois la concentration des fragilite Âs dans certains groupes sociaux. Ils re Â ve Á lent enfin que l'offre de travail n'est pas seulement tributaire de la charge objective de travail et des obligations familiales. Elle de Âpend des motivations

33

et des strate Â gies de Â ploye Âes dans les diffe Ârents groupes sociaux,

distinctement selon le genre ; un haut niveau de diplo Ã me intervient dans le calcul des « risques » et se confirme, a Á terme, comme « facilitateur » d'inte Âgration sur le marche Â du travail.

6. CONCLUSIONS La premie Á re partie de l'e Âtude, base Âe sur une observation des positions et des transitions socioprofessionnelles, donne une bonne perception des mouvements de main-d'úuvre au sein de l'emploi et entre l'emploi et le non-emploi. Parmi les re Â sultats obtenus, nous retiendrons plus particulie Árement : ±

une mobilite Â ascendante pour beaucoup (40 %) de CDD ;

±

un risque d'enlisement plus e Âleve Â, pour les femmes, dans le « marche Â secondaire » ;

±

mais une probabilite Â e Â quivalente de trajectoires ascendantes (resp. descendantes), pour les hommes et les femmes en mobilite Â professionnelle, et le risque est plus e Âleve Â , chez les uns comme chez les autres, de s'inscrire dans la seconde (59 %) que dans la premie Áre (41 %). La seconde partie, fonde Âe sur des analyses statistiques de type probit,

montre l'importance de la famille et de son histoire dans le positionnement des individus sur le marche Â du travail. Car c'est bien dans une perspective diachronique que peut s'appre Âcier l'ampleur des de Âterminismes socio-culturels et familiaux, tout comme d'ailleurs le risque socio-e Âconomique, individuel et familial, lie Â a Á la de Â tention d'un CDD ou d'un travail a Á temps partiel. Elle met e Â galement en e Âvidence le profil singulier des trois re Âgions du pays dans les processus e Âtudie Â s : une flexibilite Â supe Â rieure des emplois fe Âminins en Flandre et des emplois masculins a Á Bruxelles tandis que les travailleurs wallons semblent plus prote Â ge Â s contre l'avance Â e des emplois atypiques. Elle confirme enfin que les fragilite Âs familiales et professionnelles se combinent, font « syste Áme », me Ã me s'il reste difficile et hasardeux de trancher sur le sens de certaines causalite Âs. Ainsi, les re Âsultats ont montre Â que l'ancrage familial d'origine joue un ro Ã le significatif sur la trajectoire professionnelle comme sur l'histoire familiale. De me Ãme, si le choix du conjoint n'est pas le 33

Le Â vy-Leboyer (1999).

68


fruit du hasard, il joue aussi un ro Ã le dans la construction des positions et des trajectoires d'emploi, de me Ãme que dans la distribution de l'emploi au sein des Á cela, il faut ajouter les effets protecteurs ou familles et entre les me Ânages. A e Â mancipateurs ou encore de Âstabilisateurs des

patterns

familiaux ou de Â mographi-

ques. Sans compter qu'une combinaison de ces me Ãmes facteurs peut s'ave Â rer jouer dans des sens diffe Ârents au sein des populations masculine et fe Âminine. C'est le cas du fait d'e Ã tre marie Â et de compter des enfants dans le me Ânage, qui accroõÃt la probabilite Â d'un emploi sous statut CDI chez les hommes, la re Âduit chez les femmes. C'est aussi le cas d'avoir au moins un parent diplo Ã me Â du supe Â rieur qui re Â duit le risque de quitter un emploi sous statut CDI pour les hommes mais augmente, chez les femmes, la probabilite Â de se trouver dans un emploi sous statut CDD et de le garder, et cela, quelque soit leur propre niveau de diplo Ã me ou l'appartenance a Á une tranche d'a Ãge de Â termine Â e. Pour conclure, retenons que le caracte Áre pre Â caire d'un emploi ou d'une trajectoire professionnelle ne peut se suffire d'une explication univoque. Il re Âsulte en fait d'un agre Âgat de facteurs complexes, qui prend en compte autant la ge Âne Â ration d'appartenance que le capital culturel et social, he Ârite Â et acquis, la nature et le degre Â d'investissement dans la filie Áre professionnelle, lie Âs eux-me Ã mes a Á la reconnaissance qui en est attendue (capital symbolique) ; autant de facteurs qui interagissent avec les situations de vie, individuelles et familiales, les contraintes, les aspirations, les besoins, diffe Ârents chez les hommes et chez les femmes, chez les jeunes et chez les moins jeunes, selon la qualite Â et l'intensite Â de l'engagement des uns et des autres dans les diffe Ârentes sphe Á res de vie, lui-me Ã me lourdement investi des

habitus

familiaux et sociaux, mais aussi de la me Âmoire collective transmise de

ge Â ne Â ration en ge Âne Â ration, qui agit imperceptiblement, sur la reproduction des rapports sociaux.

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CHAPITRE

4 LES FORMATIONS

PROFESSIONNELLES DU FOREM Â LE Á RENT-ELLES LA SORTIE ACCE Ã DU CHOMAGE EN WALLONIE ?

34

Bart COCKX

IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain

34

Cet article est une synthe Áse d'une e Âtude technique e Âcrite par B. Cockx et I. Bardoulat (1999). L'auteur tient a Á

remercier Muriel Dejemeppe, Vincent Bodart et Franc Ëoise Wagner pour leurs commentaires. Nous remercions l'ONEm et le FOREM de nous avoir autorise Â l'acce Á s aux donne Â es. Le projet a be Â ne Â ficie Â des financements suivants : SSTC në DB/10/035, PAI P4/01 et Tournesol në 98.067.

72

Â le Á rent-elles la sortie du cho Ã mage en Wallonie ? Les formations professionnelles du FOREM acce

REÂSUMEÂ Cette eÂtude se propose d'eÂvaluer l'impact des programmes de formation professionnelle octroyeÂs par le FOREM aux demandeurs d'emploi sur la probabiliteÂ de sortie du choÃmage (ou de manieÁre eÂquivalente sur la dureÂe du choÃmage) en ReÂgion wallonne et sur la peÂriode 1989-1993. Nous expliquons intuitivement les probleÁmes meÂthodologiques aÁ surmonter par le chercheur et soulignons l'importance de la prise en compte de ces probleÁmes : nous mettons en eÂvidence qu'une analyse incorrecte peut renverser les conclusions. Les reÂsultats indiquent que la formation professionnelle acceÂleÁre la sortie du choÃmage. Une formation de 2 mois, deÂbutant apreÁs 6 mois d'inactiviteÂ, reÂduit la dureÂe meÂdiane d'un eÂpisode de choÃmage de 15 mois aÁ 10 mois, soit une reÂduction d'un tiers. Au cours de la formation, le taux de sortie du choÃmage baisse pourtant de 27 %. La reÂduction de la dureÂe de choÃmage vient exclusivement de l'augmentation du taux de sortie apreÁs la formation : ce taux augmente de 62 %. Toutefois, l'eÂtude nous met en garde contre l'effet de rendements deÂcroissants : une extension de l'offre de formation aÁ ceux qui ne participent pas, n'aura pas d'effet aussi favorable.

1. INTRODUCTION Suite aux changements rapides intervenus au cours de ces dernie Áres anne Â es dans la structure de l'emploi de la plupart des pays europe Âens, de nombreuses professions et qualifications ont e Âte Â rendues largement obsole Átes. Afin de re Âpondre de fac Ë on ade Âquate aux nouvelles pressions et tensions apparues sur le marche Â du travail, la remise a Á jour ou la conversion de compe Âtences et qualifications existantes s'est re Âve Â le Âe e Ã tre un proble Áme crucial. Ce proble Áme a ne Â cessite Â l'intervention directe des gouvernements concerne Âs qui ont introduit et de Âveloppe Â des politiques dites « actives » sur le marche Â du travail, destine Âes a Á ame Â liorer l'efficacite Â de ce dernier. La Belgique semble avoir adopte Â une attitude quelque peu singulie Áre en matie Á re de de Â penses publiques consacre Âes aux politiques de lutte contre le cho Ãmage. D'une part, la Belgique consacre une part plus importante de son PIB aux mesures dites « passives », a Á savoir l'indemnisation du cho Ã mage et la retraite anticipe Â e : en 1995, 2,8 % du PIB y e Âtait consacre Â par rapport a Á 2,0 % en moyenne dans l'Union europe Âenne (UE) (OCDE, 1997, p. 99). D'autre part, la Belgique de Â pense plus pour les politiques actives (1,4 % du PIB) que ses voisins europe Âens (1,1 % du PIB). Toutefois, la composition de ces politiques actives est diffe Ârente. La Belgique affecte trois fois plus de moyens a Á la cre Â ation directe d'emplois dans le secteur public ou dans des organisations sans but lucratif que les autres pays europe Â ens : 0,6 % du PIB en Belgique contre 0,2 % en moyenne dans l'UE. Par contre, la formation des cho Ã meurs adultes et des travailleurs menace Âs de perdre

Introduction

73

leur emploi y occupe une place beaucoup moins importante : la Belgique y consacre 0,16 % de son PIB contre 0,27 % en moyenne dans les autres pays europe Â ens. Dans les conclusions du Conseil des Ministres a Á Luxembourg en novembre 1997, l'UE pre Âconise la formation des cho Ã meurs comme strate Âgie de lutte contre le cho Ã mage. Les chiffres cite Âs ci-dessus nous montrent que la Belgique devrait accroõÃtre son effort si elle souhaite se conformer aux objectifs de l'UE. Cependant, ce souhait de Â pend de l'efficacite Â d'une telle politique. Dans cette e Âtude, nous voudrions contribuer a Á e Â claircir cette dernie Áre question. Cette e Âtude se propose d'e Âvaluer l'impact des programmes de formation professionnelle octroye Âs aux demandeurs d'emploi sur la probabilite Â de sortie du cho Ã mage (ou de manie Á re e Â quivalente sur la dure Âe du cho Ã mage) en Re Âgion wallonne et sur la pe Âriode 1989-1993. De manie Áre plus pre Â cise, nous nous concentrons sur les effets a Á court terme de ces programmes de formation professionnelle. Par effet a Á court terme, il faut comprendre l'influence de la formation sur la dure Âe d'un e Â pisode de cho Ã mage. L'analyse de la relation entre la formation et la se Â quence des transitions ulte Ârieures entre cho Ã mage et emploi ne sera donc pas aborde Â e ici. On ne s'inte Â ressera donc pas a Á l'impact de la formation sur la dure Âe de l'e Â ventuelle pe Âriode d'emploi conse Âcutive ou encore a Á des phe Â nome Á nes de re Â currence du cho Ã mage. Toutefois, une distinction est e Âtablie entre l'effet en cours de formation et l'effet poste Ârieur a Á la formation, lorsque celle-ci conduit a Á un retour, sans e Â pisode d'emploi interme Âdiaire, dans l'e Â tat de cho Ã mage. Les e Â tudes belges consacre Âes a Á cette question se distinguent non seulement par leur rarete Â , mais aussi par l'obtention de re Âsultats contradictoires. L'e Âtude de Plasman (1993, 1994) montre que la participation a Á une formation de jeunes diplo Ã me Â s wallons diminue le taux de sortie du cho Ã mage au cours de la pe Â riode Á septembre 1989 Ð janvier 1991. A l'inverse, en s'inte Âressant a Á l'ensemble de la population des be Âne Â ficiaires de formations en Flandre, Bollens et Nicaise (1994) arrivent a Á la conclusion que ces politiques ont un effet favorable sur la probabilite Â de sortie du cho Ã mage vers l'emploi. Ne Âanmoins, ces e Âtudes sont critiquables par certains aspects me Âthodologiques. Notre e Âtude vise a Á traiter ces proble Á mes. Mentionnons encore l'e Â tude de Cockx, Van der Linden et Karaa (1998) qui analyse, pour la Belgique, l'effet de politiques actives sur la dure Âe d'occupation d'un poste de travail chez le me Ãme employeur. Les auteurs soulignent que la formation professionnelle des cho Ã meurs allonge cette dure Âe d'occupation. Cependant, l'effet est estime Â avec impre Â cision de sorte qu'il n'est pas significativement diffe Ârent de ze Â ro. Nous synthe Â tisons les conclusions des e Âtudes e Â trange Á res. Nous distinguons 35 Â tats-Unis. En Europe, la litte montre en ge Âne Â ral que la l'Europe et les E Ârature

35

Voir Heckman, Lalonde et Smith (1998) pour une synthe Áse de cette litte Ârature.

74


participation a Á des formations « en classe » (exte Ârieures a Á l'entreprise) augmente les chances de trouver un emploi et diminue le risque du cho Ã mage

36

. Toutefois,

pour l'Allemagne de l'Est et la Norve Áge, les re Âsultats sont partage Âs. Kraus

et al.

(1997) montrent que la formation en classe accroõÃt la probabilite Â de sortie du nonemploi vers un emploi stable. Lechner (1999) obtient par contre un impact ne Â gligeable de la participation a Á une formation sur le taux de cho Ã mage. Pour la Norve Á ge, Torp

et al.

(1993) rapportent un impact non significativement diffe Ârent

de ze Â ro de la formation sur le taux d'emploi. Cet effet devient me Ãme ne Â gatif en conside Â rant seulement ceux qui ache Ávent la formation. Torp (1994) conclut que des programmes de formations courts (de 5 a Á 10 semaines) et longs (de plus de 30 semaines) renforcent l'employabilite Â des participants, bien que le re Âsultat contraire se produise pour des cours de dure Âe interme Â diaire. Aakvik (1999) estime que la formation augmente le taux d'emploi. Ces re Âsultats contradictoires sont sans doute le re Â sultat d'imperfections dans les me Âthodes d'analyse. En particulier, la litte Â rature d'e Â valuation, surtout europe Âenne, a du mal a Á corriger convenablement le « biais de se Â lection » (

cf. infra

37

)

. Contrairement aux effets sur l'emploi et

le cho Ã mage, on voit que les politiques de formation influencent peu ou me Ãme ne Â gativement les salaires et les revenus professionnels. Si l'on tient compte du temps relativement limite Â investi en formation (de l'ordre de quelques semaines ou au plus de quelques mois), ce re Âsultat n'est pourtant pas surprenant : le rendement scolaire d'une anne Âe d'e Â tude supple Â mentaire est de l'ordre de 10 % (Ashenfelter et Rouse, 1995). Â tats-Unis, il existe une vaste litte Aux E Ârature sur l'e Âvaluation des effets de programmes de formation publics

38

. Contrairement aux e Âtudes europe Â ennes,

l'aspect le plus souvent e Âtudie Â concerne les revenus professionnels, pluto Ã t que le taux d'emploi ou de cho Ã mage. Pour des personnes adultes, on constate ge Âne Âralement que la formation a des effets mode Âre Â s mais significativement positifs, et ceci particulie Á rement pour les femmes. Toutefois, pour les jeunes, aucun programme de formation ne s'est ave Âre Â efficace. En accord avec les e Âtudes europe Â ennes, les analyses qui de Âcomposent les gains de revenus rapportent ge Âne Â ralement que ceux-ci re Âsultent plus d'un accroissement du nombre de semaines travaille Â es que d'une augmentation du salaire horaire ou du nombre d'heures

36

Voir Bonnal, Fouge Áre et Se Â randon (1997) pour la France, Ridder (1986) et de Koning

Pays-Bas, Firth

et al.

et al.

(1991) pour les

(1999) pour le Royaume-Uni, Breen (1991) pour l'Irlande, Zweimu È ller et Winter-Ebmer

(1996) pour l'Autriche, Bjo È rklund (1993, 1994) pour la Sue Áde, Puhani (1998) pour la Pologne. Remarquons que le Programme de Formation des Jeunes (« Youth Training Scheme ») analyse Â par Dolton un programme d'expe Â rience professionnelle avec un faible contenu en formation. 37

et al.

(1994) est pluto Ãt

Les e Â tudes ame Âricaines re Â centes sont plus fiables, d'une part parce qu'elles se basent davantage sur des

expe Â riences sociales qui e Âliminent le biais de se Âlection par construction, d'autre part parce que la litte Ârature d'e Â valuation y connaõÃt une plus longue tradition menant a Á une application de me Â thodes plus fiables. 38

Voir Lalonde (1995), Friedlander, Greenberg et Robins (1997) ou encore Heckman, Lalonde et Smith (1998)

pour des synthe Á ses re Â centes.

Le cadre institutionnel

75

preste Â es, et ce pour les personnes qui ont e Âte Â engage Â es. Eberwein, Ham et Lalonde (1997) concluent que la participation dans des formations en classe augmente la fre Â quence d'embauche, mais n'affecte pas la dure Âe de l'e Â pisode d'emploi. Les re Âsultats de cette e Âtude concordent avec les conclusions ge Âne Â rales des e Â tudes e Â trange Á res. Les cho Ã meurs wallons qui, entre 1989 et 1993, ont participe Â a Á une formation professionnelle organise Âe par le FOREM ont acce Âle Â re Â leur sortie du cho Ã mage. Une formation de 2 mois, de Âbutant apre Ás 6 mois d'inactivite Â, re Â duit la dure Âe me Â diane

39

d'un e Â pisode de cho Ã mage de 15 mois a Á 10 mois

40

, soit une

re Â duction d'un tiers. Au cours de la formation, le taux de sortie du cho Ã mage baisse pourtant de 27 %. La re Âduction de la dure Â e de cho Ã mage vient exclusivement de l'augmentation du taux de sortie apre Ás la formation : ce taux augmente de 62 %. Bien que l'e Âtude trouve que la participation a Á une formation est tre Ás be Â ne Âfique, elle nous met en garde contre l'effet de rendements de Âcroissants. Nous mettons en e Â vidence que les cho Ã meurs qui ont participe Â a Á une formation ont e Â galement les rendements les plus e Âleve Â s d'une formation. Par conse Âquent, si la Belgique, conforme Â ment aux objectifs de l'UE, renforce l'offre de formation en la rendant plus accessible a Á un plus grand nombre de cho Ã meurs, alors l'effet de la participation ne sera pas aussi be Âne Â fique que celui observe Â pour la pe Âriode 19891993 en Wallonie. Nous estimons que la baisse du rendement est me Ãme tre Ás significative. L'effet post-formation sur le taux de sortie d'un cho Ã meur pre Â leve Â ale Â atoirement dans la population baisserait d'un facteur 6. Faute de donne Â es pre Â cises sur les cou Ã ts d'une formation, sur les destinations de la sortie du cho Ã mage et sur les revenus, l'e Âtude n'a pas pu re Â aliser une analyse cou Â ne Â fice des programmes de formation. Une telle e Âtude est un de Âfi futur. Ã t be Nous organisons la suite de cet article de la manie Á re suivante. Nous commenc Ë ons par une description du cadre institutionnel. Ensuite, nous clarifions les proble Á mes qu'un chercheur doit surmonter s'il souhaite identifier le ve Âritable effet d'une formation. Dans la quatrie Áme section, nous pre Âsentons la base de donne Â es et expliquons la me Âthode d'analyse. Dans une cinquie Áme section, nous discutons les principaux re Âsultats et concluons.

2. LE CADRE INSTITUTIONNEL En Re Â gion wallonne, en moyenne 6389 cho Ã meurs participaient chaque mois a Á une formation au cours de la pe Âriode 1989-1993, ce qui repre Âsentait 39

La dure Â e me Â diane correspond a Á la dure Â e de l'individu qui divise la population en deux groupes de me Ãme taille,

une moitie Â ayant une dure Â e plus courte, l'autre moitie Â ayant une dure Â e plus longue. 40

Les 6 mois d'inactivite Â avant la participation a Á une formation n'y sont pas compris.

76


4,2 % des cho Ã meurs complets indemnise Âs (CCI). Ces formations e Âtaient principalement dispense Â es par le FOREM. Au cours de cette me Ãme pe Â riode, 50 % des cho Ã meurs participant a Á une formation suivaient une formation dans un centre sous la tutelle du FOREM, 23 % suivaient une formation individuelle en entreprise (FPI) et 27 % suivaient des formations donne Âes principalement par des associations et par l'Enseignement de Promotion Sociale

41

. Bien que le nombre mensuel

de participants a Á une formation du FOREM ait cru Ã de 30 % entre 1989 et 1994

42

, la

part du FOREM dans le marche Â des formations destine Â es aux cho Ã meurs a baisse Â de manie Á re significative, partant de 55 % en 1989 pour arriver a Á un niveau de 48 % en 1993. La FPI a perdu une part du marche Â encore plus significative, passant de 31 % en 1989 a Á 17 % en 1993. Ce de Â clin a avantage Â les autres types de formation dont la part a augmente Â de 15 % en 1989 a Á 35 % en 1993. Bien qu'il eu Â te Â Ãt e inte Â ressant d'e Â valuer la performance relative de ces diffe Ârents ope Â rateurs de formation, ce papier porte uniquement sur les formations organise Âes par le FOREM. Une telle analyse aurait entraõÃne Â des complications me Âthodologiques conside Â rables, en particulier en ce qui concerne le traitement du « biais de se Âlec43

tion »

.

Afin d'assumer sa responsabilite Â en matie Á re de formation, le FOREM dispose d'un re Âseau interne de centres de formation, important a Á la fois par le nombre de personnes forme Âes et par sa pre Âsence sur l'ensemble du territoire wallon. Guide Â par la volonte Â de couvrir un plus grand nombre d'orientations et de spe Â cialisations professionnelles, le FOREM s'est e Âgalement efforce Â ces dernie Á res anne Â es de recourir plus fre Âquemment a Á des appels d'offres aupre Ás d'organismes agre Âe Â s prive Â s. Bien que le nombre de ces organismes ait rapidement cru Ã au cours de la pe Âriode 1989-1993, ce sont les centres du FOREM qui assuraient la plupart des formations en Wallonie. En 1989, 6 % des heures de formations e Âtaient dispense Â es par ces organismes prive Âs. En 1993, cette part a presque double Â pour atteindre 11 %, mais elle demeure d'importance marginale

44

.

Le FOREM offre un large e Âventail de formations professionnelles relatives aux secteurs secondaire (FP II) et tertiaire (FP III). De plus, le FOREM fournit, dans ses Centres d'Accueil (C.A.) et dans ses Centres d'Orientation et d'Initiation Socio-Professionnelle (C.O.I.S.P.), des services d'information et d'orientation ainsi que des premie Á res expe Â riences de travail, qui sont destine Âs a Á un public plus de Â favorise Â . Dans notre analyse, nous n'avons pas pu distinguer ces trois types de 41 42

Les parts sont calcule Â es a Á partir de la base de donne Â es de Â crite ci-dessous. Une augmentation importante est survenue en 1993, anne Âe ou Ã meurs Á le Plan d'Accompagnement des Cho

(PAC) a e Âte Â introduit. Ce plan visait, entre autres, a Á augmenter conside Â rablement l'offre de formation. Toutefois, le taux de croissance du nombre de participants entre 1989 et 1992 s'e Âlevait de Â ja Á a Á 17 %. 43 44

Voir ci-dessous pour une description de ce proble Áme. Par la suite, les chiffres sans citation de source sont tire Âs des rapports annuels du FOREM (1989-1994) ou de

documents non publie Â s de cet organisme.

Le cadre institutionnel

77

formation. Cependant, entre 1989 et 1993, la plupart (2/3) des participants suivait une formation professionnelle, les secteurs secondaire et tertiaire partageant de manie Á re e Â gale ce nombre de participants. En termes d'heures de formation dispense Â es, cette part croõÃt jusqu'a Á 85 %. Le niveau de formation offert est tre Ás variable, mais les formations visent principalement a Á enseigner des compe Â tences de

base

requises dans diverses professions.

Qui participe aux formations du FOREM ? L'acce Ás a Á une formation est libre. Chaque demandeur d'emploi peut donc poser sa candidature. S'il souhaite be Â ne Â ficier d'une formation, le candidat est cependant soumis a Á un certain nombre d'« e Â preuves ». Dans un premier temps, il doit passer des tests portant sur des connaissances de base en calcul (dans le cas d'une demande FP II) et/ou en franc Ë ais (dans le cas d'une demande FP III). Si les re Âsultats du test sont favorables, le candidat est ensuite convoque Â a Á un entretien organise Â par les administrateurs responsables de la se Â lection finale. Au cours de cet entretien, les traits de caracte Áre du candidat, tels que la motivation ou le se Ârieux, sont principalement examine Âs. Le candidat passe e Âgalement quelques tests psychotechniques et se pre Âsente, e Â ventuellement, a Á une visite me Âdicale (demande Â e essentiellement pour les FP II). Enfin, le candidat est inscrit sur une liste d'attente jusqu'au de Âmarrage d'une formation du type de Âsire Â. Sur base de cette description, il est difficile de pre Âvoir le type de cho Ã meur qui sera se Â lectionne Â pour participer a Á un programme de formation. L'intervention d'administrateurs introduit un co Ã te Â arbitraire dans le processus de se Âlection. La nature de cette se Âlection de Âpend des incitations auxquelles ces administrateurs font face. Il est important de remarquer que ni le centre de formation, ni l'administrateur ou ni me Ãme le formateur ne sont re Âmune Â re Â s en fonction des ratios de placement

45

ou d'autres indicateurs du marche Â du travail. Par conse Âquent, il

n'existe aucun me Âcanisme d'incitation directe a Á «e Â cre Â mer » les candidats les plus performants. Ne Âanmoins, les administrateurs qui ont des contacts re Âguliers avec des employeurs pourraient souhaiter soutenir ces relations en se Âlectionnant les « meilleurs » candidats. D'autre part, les administrateurs et formateurs des C.A. et C.O.I.S.P. pourraient e Âgalement avoir choisi de travailler dans ces centres parce qu'ils ont un de Âsir d'aider les cho Ã meurs les plus de Âfavorise Â s. Heckman, Smith et Taber (1996) observent ce type de comportement dans un certain nombre de Â tats-Unis. En outre, ce type de comportement a e centres de formation aux E Âte Â confirme Â par des contacts avec des employe Âs du FOREM. Puisqu'il est impossible de discriminer entre les formations professionnelles (FP II et III) d'une part et les formations des C.A. et C.O.I.S.P. d'autre part, on ne peut pas savoir si c'est l'effet d'e Â cre Â mage ou de discrimination positive qui dominera.

45

Le ratio de placement est le pourcentage de participants ayant trouve Â un emploi apre Á s la formation.

78


Une complication s'ajoute au processus de se Âlection. Il n'y a pas seulement des demandeurs d'emploi qui participent aux formations du FOREM, mais e Âgalement des employe Âs. En 1991, 10 % des heures de formation dispense Âes dans le secteur tertiaire

46

e Â taient offertes a Á des employe Â s. Ces formations ont ge Âne Â rale-

ment une courte dure Â e, ce qui implique que le nombre d'individus dans ce groupe est beaucoup plus important que dans le groupe de cho Ã meurs. En 1991, 56 % des individus ayant termine Â une formation professionnelle dans le secteur tertiaire e Â taient employe Â s. Puisque la demande de formation est supe Ârieure a Á l'offre, ce sont les administrateurs qui de Âterminent une pre Âfe Â rence entre les candidats demandeurs d'emploi et employe Âs. Officiellement, le FOREM doit prioritairement se Â lectionner des demandeurs d'emploi. Il n'est pas e Âvident de savoir si ces Á partir d'avril 1991, la formation consignes officielles sont suivies en pratique. A est devenue payante pour les employe Âs, ce qui a entraõÃne Â une augmentation conside Â rable de la proportion de demandeurs d'emploi ayant termine Â une formation professionnelle. Par exemple, cette proportion est passe Âe de 36 % en 1990 a Á 44 % en 1991 et a Á 58 % en 1992. Cette e Âvolution sugge Á re que les administrateurs du FOREM pre Âfe Á rent des travailleurs de Âja Á engage Â s, mais qu'ils sont force Â s d'accroõÃtre la part des demandeurs d'emploi e Âtant donne Â la baisse de la demande e Â manant des employe Â s. L'acce Ás a Á une formation n'est pas uniquement de Âtermine Â par les administrateurs du FOREM. Le demandeur d'emploi doit entreprendre une de Âmarche afin de poser sa candidature. Cette de Âmarche est cou Ã teuse, ce qui peut entraõÃner un processus d'« auto-se Âlection » : seuls ceux qui anticipent un rendement e Âleve Â de cette formation, capable de compenser les cou Âsentent comme Ã ts induits, se pre candidats. Un cho Ã meur est partiellement rembourse Â des frais de participation a Á une formation. Il maintient son droit a Á l'allocation de cho Ã mage pendant sa participation, rec Ë oit une indemnite Â de 40 BEF par heure de formation suivie et est rembourse Â de ses frais de de Âplacement. Le candidat doit pourtant supporter trois cou Ã ts importants. D'une part, il faut que le demandeur d'emploi s'informe et prenne l'initiative de postuler a Á une formation. Ceci requiert un effort minimal, mais surtout une motivation suffisamment grande. D'autre part, le candidat ne peut e Ã tre admis qu'apre Á s avoir passe Â la proce Â dure de se Âlection de Âcrite ci-dessus. Il doit se pre Âparer aux tests et entretiens, et se de Âplacer a Á temps aux diffe Ârents endroits. Finalement, si le candidat est se Âlectionne Â , il est oblige Â d'attendre le de Â marrage de la session de formation souhaite Âe. Pendant cette pe Â riode d'attente, le candidat est de Ás lors pre Ãt a Á renoncer a Á des offres d'emploi et aux revenus correspondants qu'il pourrait recevoir s'il ne participait pas a Á la formation. Nous verrons ci-dessous que la qualite Â d'une e Â tude d'e Â valuation de Â pend essentiellement de la manie Á re dont est pris en compte le processus d'(auto)se Âlection.

46

Nous ne disposons pas d'informations relatives aux autres secteurs.

Â ritable » effet de la formation : difficulte Â s d'identification Le « ve

79

3. LE « VEÂRITABLE » EFFET DE LA FORMATION : DIFFICULTEÂS D'IDENTIFICATION

Afin d'estimer le « ve Â ritable » impact d'une participation a Á une formation sur le taux de sortie du cho Ã mage, le chercheur est confronte Â a Á cinq difficulte Â s. Dans cette section, nous passons en revue ces proble Ámes : le biais d'e Âchantillonnage, le biais de se Âlection, le biais induit par l'he Âte Â roge Â ne Â ite Â individuelle non observable, le biais induit par la variation de l'impact a Á travers les participants, le biais induit par l'effet du programme sur le comportement des non-participants. Nous indiquons comment nous e Âliminons les trois premiers biais. La me Âthode d'e Â limination des deux autres biais sera explique Âe dans la section suivante.

3.1 Le biais d'eÂchantillonnage Si l'on est inte Â resse Âa Áe Â tudier l'impact d'une variable sur le taux de sortie du cho Ã mage, la se Âlection d'un e Âchantillon de cho Ã meurs a Á une date particulie Áre induit un biais de longueur («

length-bias

»). En prenant un e Âchantillon a Á une date

pre Â cise, la probabilite Â de se Â lectionner des cho Ã meurs de longue dure Âe est plus grande que celle de se Âlectionner des cho Ã meurs de courte dure Â e. Bollens et Nicaise (1994) ne tiennent pas compte de ce biais dans leur analyse alors que la correction de ce biais est cruciale : a Á leur date d'e Â chantillonnage, les dure Âes e Â coule Â es du groupe te Âmoin (ceux qui ne participent pas a Á la formation) sont, en moyenne, largement supe Â rieures a Á celles du groupe des participants a Á la formation. Ceci entraõÃne vraisemblablement une surestimation de l'effet de la formation. Nous e Â vitons ce biais en nous basant, comme Plasman (1993, 1994), sur un e Âchantillon d'individus qui entrent au cho Ã mage pendant la pe Âriode d'observation.

3.2 Le biais de seÂlection Un proble Á me important et difficile a Á surmonter dans toute e Âtude d'e Â valuation est le biais de se Â lection. Le biais de se Âlection apparaõÃt lorsque l'on souhaite mesurer le re Âsultat d'une mesure de politique e Âconomique a Á partir d'une comparaison des re Âsultats de deux groupes d'individus : ceux qui ont be Âne Â ficie Â de la mesure, le groupe de traitement, et ceux qui n'ont pas e Âte Â affecte Â s par la mesure, le groupe te Â moin (ou groupe de contro Ã le). Si l'on observe une diffe Ârence en termes de re Â sultats entre ces deux groupes, elle peut s'expliquer de deux manie Áres : soit elle refle Á te l'effet de la mesure, soit elle indique que les deux groupes ne sont pas comparables (de Ás le de Â part). Cela signifie que la diffe Ârence de re Â sultats observe Âe refle Á te une diffe Ârence entre les caracte Â ristiques des deux groupes pluto Ã t qu'une diffe Â rence lie Âe a Á l'effet de la mesure. Les caracte Â ristiques des « traite Âs »

80


pourraient, par exemple, e Ãtre telles qu'elles sont toujours associe Âes a Á de meilleurs re Â sultats. Le biais de se Âlection est donc pre Âsent lorsqu'on ne tient pas compte de la diffe Â rence dans la composition des groupes « traitement » et « te Âmoin ». Le proble Á me est difficile a Á re Â soudre e Â tant donne Â que le chercheur ne dispose jamais d'une information sur toutes les caracte Âristiques susceptibles d'influencer le re Â sultat d'une politique. Bollens et Nicaise (1994) ainsi que Plasman (1993, 1994) ont essaye Â d'e Âliminer le biais de se Âlection en tenant compte des diffe Ârences observables entre les participants et les non-participants au programme de formation. Cependant, ces chercheurs ne corrigent pas l'e Âventuel biais lie Â a Á la pre Â sence de caracte Â ristiques non observables, qui diffe Ârencieraient le groupe de traitement du groupe de contro Ã le. En outre, le biais de se Âlection n'est pas ne Âcessairement constant dans le temps, ce qui n'est e Âgalement pas pris en compte dans les e Âtudes cite Â es ci-dessus. Dans notre analyse, nous e Âliminons le biais de se Âlection par la me Â thode dite d'« expe Â rience naturelle ». Afin de mettre en úuvre cette me Âthode dans le cadre d'une analyse de dure Âe, nous avons de Âveloppe Â une nouvelle me Âthode d'estimation. Dans la prochaine section, nous proposons une intuition succincte de cette me Â thode.

3.3 Le biais induit par l'heÂteÂrogeÂneÂiteÂ individuelle non observable

Notre analyse utilise une me Âthode d'estimation qui requiert de grouper les donne Â es en cellules homoge Ánes par rapport aux variables explicatives. Si la probabilite Â de sortie du cho Ã mage est he Âte Â roge Áne a Á l'inte Â rieur de ces cellules, l'estimateur de l'effet de la formation sur le taux de sortie sera biaise Â

47

. Ce biais

est induit par un processus de se Âlection (ou de tri) qui est diffe Ârent selon que l'on participe ou non a Á la formation (Dejemeppe, Bardoulat et Cockx 1997). Les individus dont les caracte Â ristiques sont associe Âes a Á une probabilite Âe Â leve Â e de sortie du cho Ã mage quittent rapidement cet e Âtat, tandis que ceux dont les caracte Âristiques sont peu favorables a Á la sortie du cho Ã mage ont tendance a Á rester au cho Ã mage plus longtemps. Si la formation acce Âle Á re la sortie du cho Ã mage, ce processus de tri sera plus rapide parmi les participants. Par conse Âquent, la proportion d'individus faiblement « employables » va augmenter plus rapidement avec la dure Âe dans le groupe des participants que dans celui des non-participants. Si le chercheur n'observe pas ces caracte Â ristiques de Â favorables a Á la sortie du cho Ã mage, 47

Ceci est vrai me Ãme si cette he Âte Â roge Â ne Â ite Â n'est pas corre Â le Â e avec les variables explicatives (Lancaster, 1990), a Á

savoir l'indicateur de la participation a Á une formation. Cette corre Âlation est e Âlimine Â e en exploitant la variation exoge Á ne des taux de participation induits par l'expe Ârience naturelle cite Âe ci-dessus.

Â ritable » effet de la formation : difficulte Â s d'identification Le « ve

81

l'indicateur de participation sera corre Âle Â avec celles-ci et ceci d'autant plus fortement que l'e Âpisode de cho Ã mage s'allonge. Cette corre Âlation entraõÃne une sous-estimation de l'effet de la participation. Dans l'analyse, nous minimisons l'importance de ce biais en nous concenÁ cette dure trant sur les e Âpisodes d'une dure Âe supe Â rieure ou e Â gale a Á 6 mois. A Âe de cho Ã mage, le processus de se Âlection a de Âja Á e Â limine Â beaucoup d'he Â te Â roge Â ne Â ite Â . Des tests statistiques confirment que l'he Âte Â roge Â ne Â ite Â restante est ne Âgligeable.

3.4 Le biais induit par la variation de l'impact aÁ travers les participants

Si nous mesurons l'impact d'une politique en supposant que celui-ci est identique pour tous les participants alors qu'en re Âalite Â il varie de manie Á re syste Âmatique a Á travers la population, l'impact estime Â ne repre Â sentera pas ne ÂcessaireÁ titre d'exemment l'impact du groupe de traitement (Heckman, 1997). A

moyen

ple, l'effet de la formation sera surestime Â si les participants a Á une formation sont syste Â matiquement des individus a Á « rendement » e Âleve Â , c'est-a Á -dire des cho Ã meurs qui, par cette formation, peuvent augmenter leurs chances de trouver un emploi de manie Á re plus importante que d'autres cho Ã meurs. Nous avons de Âveloppe Â une nouvelle me Â thode qui permet de tenir compte de cette he Âte Â roge Â ne Â ite Â . Elle nous enseigne que les participants a Á la formation ont effectivement des rendements beaucoup plus e Âleve Â s que les non-participants.

3.5 Le biais induit par l'effet du programme

sur le comportement des non-participants Dans la deuxie Á me section, nous avons explique Â que la demande de forma-

tion e Â tait rationne Â e par la disponibilite Â des places. Dans ce cas, un programme de formation n'a pas seulement un effet sur ceux qui participent a Á une formation, mais e Â galement sur les non-participants. Les candidats qui n'ont pas encore de Â marre Â leur pe Â riode de formation rechercheront moins intensivement de l'emploi. Ils seront e Âgalement plus se Âlectifs quant a Á l'acceptation d'offres d'emploi. En effet, en acceptant un emploi, ils ne peuvent plus be Âne Â ficier du rendement de la formation. Par conse Âquent, si l'on mesure l'effet de la formation par le diffe Ârentiel des taux de sortie du cho Ã mage des participants et des non-participants, on surestime cet effet. En effet, pour les non-participants, le taux de sortie observe Â est moins e Â leve Â que celui observe Â en l'absence de programme de formation. La base de donne Âes ne permet pas de distinguer les non-participants selon qu'ils sont en attente d'une formation ou non. Cockx et Bardoulat (1999) prouvent, a Á partir d'un mode Ále de prospection d'emploi, que le taux de sortie du

82


cho Ã mage est inversement lie Â a Á la proportion de participants. En imposant cette relation dans le mode Ále statistique, nous pouvons contro Ã ler ce biais. Le re Â sultat de cette estimation montre qu'il existe un effet dans le sens pre Âdit par la the Â orie. Toutefois, le parame Átre est estime Â avec peu de pre Âcision et est tre Ás sensible a Á de le Â ge Á res modifications des hypothe Áses. Ce re Âsultat n'est pas surprenant. Il n'y a qu'environ 2 % de cho Ã meurs qui participent a Á une formation du FOREM. Ce programme ne peut donc avoir qu'un impact marginal sur le comportement des non-participants. Il n'y a donc pas de risque qu'un changement dans le comportement de ces derniers biaise les re Âsultats. Un programme touchant une part plus importante des cho Ã meurs aurait vraisemblablement eu plus d'effets.

4. LES DONNEÂES ET LA MEÂTHODE D'ANALYSE 4.1 Les donneÂes L'analyse empirique exploite la banque de donne Â es administrative STAT.92, ge Â re Â e par le FOREM. Il s'agit de donne Âes individuelles longitudinales, qui peuvent e Ã tre qualifie Â es d'exhaustives, dans la mesure ou Á elles reprennent l'inte Â gralite Â des individus passe Â s par un quelconque statut associe Â au cho Ã mage en Re Â gion wallonne, entre fe Âvrier 1989 et avril 1994. Toutefois, nous avons impose Â des restrictions quant a Á la de Â finition de l'e Âchantillon e Â tudie Â dans l'intention de favoriser une interpre Âtation claire des re Âsultats. La banque de donne Â es a e Â te Â restreinte aux seules pe Âriodes de cho Ã mage ayant de Â bute Â au cours de la pe Â riode mai 1989 Ð mars 1993. La seule prise en compte des e Â pisodes dont le point de de Âpart est intervenu apre Ás avril 1989 s'explique par le souci d'e Â viter tout proble Á me du biais d'e Âchantillonnage (voir ci-dessus). L'arre Ãt de la pe Â riode conside Â re Â e en mars 1993 coõÈncide avec l'entre Âe en application de la phase II du Plan d'accompagnement des cho Ã meurs (PAC), relative au volet formation. Cette limite a e Âte Â impose Â e dans la mesure ou Á l'on peut supposer que cette politique a eu des effets sur le taux de sortie du cho Ã mage. Ne disposant d'aucune information sur la participation d'un demandeur d'emploi au PAC dans nos fichiers, il serait impossible de mesurer l'effet « pur » de la participation a Á une formation du FOREM, et ce d'autant plus qu'un accompagnement aboutit fre Âquemment a Á une incitation a Á suivre une formation. La population concerne Âe a e Â galement e Â te Â limite Â e aux individus inscrits au cho Ã mage a Á temps plein, a Ãge Â s de moins de 50 ans au de Âbut de leur e Â pisode de cho Ã mage et percevant une allocation de cho Ã mage ou se trouvant en stage d'attente. La limite d'a Ã ge est destine Âe a Á minimiser les sorties vers des statuts non

Â es et la me Â thode d'analyse Les donne

83

directement lie Âs a Á une embauche. Ces individus ont ensuite e Âte Â se Â pare Â s en deux sous-populations, en fonction des modalite Âs qui leur ont ouvert le droit a Á l'indemnisation de cho Ã mage. En d'autres termes, ils ont e Âte Â re Â partis selon qu'ils avaient ou non entame Â leur e Â pisode de cho Ã mage par un stage d'attente des jeunes. Ci-dessous, le premier groupe est appele Â « jeunes » et le second, « vieux ». La banque de donne Âes ne permet pas de calculer la dure Âe exacte d'un e Â pisode de cho Ã mage. Les donne Â es ont de Á s lors e Â te Â groupe Â es en intervalles mensuels. Comme l'information relative aux sorties re Âalise Â es pendant le stage d'attente n'est pas fiable, nous avons groupe Â les six premiers mois dans un seul intervalle. Lorsqu'un demandeur d'emploi quitte le cho Ã mage, la base de donne Âes ne nous renseigne pas sur la raison de cette sortie. Il n'a donc pas ne Âcessairement trouve Â un emploi. Il peut e Ãtre pris en charge par la mutuelle s'il rec Ëoit une indemnite Â de maladie ou d'invalidite Â , avoir repris des e Âtudes, e Ã tre entre Â au service militaire, e Ã tre sanctionne Â , ou encore e Ã tre temporairement sorti pour des raisons administratives. Afin d'e Âviter ce type de sorties du cho Ã mage et donc de maximiser les chances d'enregistrer des sorties vers un emploi, nous suivons l'approche de Plasman (1993, 1994). Celui-ci impose qu'une sortie doit durer au minimum trois mois avant d'e Ãtre enregistre Â e comme telle. Nous pouvons identifier les mois durant lesquels un demandeur d'emploi participe a Á une formation organise Âe par le FOREM. Toutefois, nous ne savons pas si le programme a e Âte Â suivi jusqu'a Á la fin ou si le participant l'a quitte Âa Á un moment pre Â mature Â . Nous ne connaissons pas non plus le type de programme suivi. Il faut aussi mentionner que ceux qui ne participent pas a Á une formation donne Âe par le FOREM pourraient participer a Á une autre formation. Dans l'analyse, nous assimilons ce groupe aux non-participants. Ceci « contamine » le « groupe de contro Ã le ». Cependant, vu la petite taille de ce groupe par rapport a Á l'ensemble des cho Ã meurs (2,1 %), le biais induit par cette contamination est ne Âgligeable. Le tableau 4.1 synthe Â tise quelques statistiques descriptives de la population retenue. La population se compose de 1 361 660 e Âpisodes de cho Ã mage. Un individu peut connaõÃtre plusieurs e Âpisodes de cho Ã mage pendant la pe Âriode d'observation, ce qui implique qu'il n'y a pas autant d'individus qui ont connu un e Âpisode de cho Ã mage au cours de cette pe Âriode. 23 % de cette population est compose Âe de jeunes diplo Ã me Âs. Le tableau 4.1 reprend des statistiques relatives a Á tous les e Â pisodes ainsi qu'aux e Âpisodes avec des pe Âriodes en formation, se Âpare Â ment pour les « jeunes » et pour les « vieux ». D'apre Á s ces statistiques, les individus qui participent a Á une formation du FOREM sont plus e Âduque Â s que les non-participants. L'a Ãge moyen des participants n'est pas tre Ás diffe Â rent de celui d'un cho Ã meur quelconque. Parmi les vieux, les hommes sont plus enclins a Á participer a Á une formation. Par contre, ce sont les femmes qui sont sur-repre Â sente Â es parmi les jeunes. Les demandeurs d'emploi

84


Tableau 4.1 CaracteÂristiques de la population retenue Nature des eÂpisodes de choÃmage « Vieux »

« Jeunes »

Tous les EÂpisodes avec des Tous les EÂpisodes avec des eÂpisodes peÂriodes en formation eÂpisodes peÂriodes en formation Nature des conditions d'admission « Vieux » Genre Masculin Groupe d'aÃge 20 ans 21-25 ans 26-30 ans 31-40 ans 41-50 ans AÃge moyen (anneÂes) 1er enregistrement au choÃmage Oui Niveau d'eÂtude Primaire (6 anneÂes) Secondaire infeÂrieur (9 anneÂes) SecondairesupeÂrieur(12anneÂes) SupeÂrieur (> 12 anneÂes) Autre ou inconnu DeÂpartement sous-reÂgional Nivelles et La LouvieÁre (m 1) Charleroi (m 2) Mons (m 3) Mouscron et Tournai (m 4) LieÁge et Verviers (m 5) Arlon (m 6) Namur et Huy (m 7) DureÂe meÂdiane en mois DureÂe de choÃmage DureÂe jusqu'au deÂbut de la formation Training DureÂe de la formation

76,98 %

81,58 %

0%

0%

46,25 %

55,35 %

42,19 %

39,19 %

5,99 % 31,28 % 23,98 % 26,15 % 12,61 % 29,8

5,94 % 29,77 % 25,28 % 29,74 % 9,27 % 29,5

60,23 % 38,84 % 0,94 % Ð Ð 20,3

49,75 % 48,83 % 1,42 % Ð Ð 20,8

15,77 %

11,60 %

90,27 %

90,82 %

31,33 % 29,56 % 22,21 % 11,05 % 5,85 %

22,47 % 26,74 % 26,13 % 16,48 % 8,19 %

11,75 % 29,02 % 36,34 % 18,86 % 4,04 %

8,04 % 20,95 % 45,12 % 24,02 % 1,87 %

17,00 % 16,79 % 8,87 % 9,43 % 27,90 % 5,45 % 14,56 %

13,97 % 14,19 % 7,29 % 12,36 % 27,06 % 9,48 % 15,64 %

16,10 % 18,82 % 8,91 % 8,93 % 25,84 % 5,99 % 15,41 %

17,20 % 12,28 % 9,92 % 11,94 % 24,41 % 12,11 % 12,13 %

3 Ð

9 3

3 Ð

12 6

Ð

2

Ð

2

«a Ã ge Â s » ayant connu plusieurs expe Âriences de cho Ã mage ont une probabilite Â le Â ge Árement plus e Âleve Â e d'entrer dans une formation.


85

En excluant Bruxelles, l'administration du FOREM est de Âcentralise Â e en 11 directions sous-re Âgionales. Pour l'analyse empirique, il importe de grouper ces directions en unite Âs suffisamment homoge Ánes au niveau de la nature des programmes de formation offerts. Nous ne fournissons de Ás lors que des statistiques Á Arlon, le nombre de places de relatives aux 7 directions ainsi regroupe Âes. A formation par rapport au nombre de cho Ã meurs est beaucoup plus e Âleve Â que dans d'autres sous-re Âgions. C'est une conse Âquence de la reconversion e Âconomique de la re Â gion. En re Â ponse a Á la crise side Â rurgique, la re Â gion a be Â ne Â ficie Â de subventions importantes des Fonds structurels europe Âens, parmi lesquelles des subsides pour le de Â veloppement d'initiatives de formation. Mouscron et Tournai ont e Âgalement Á l'inune capacite Â de formation plus importante que les autres sous-re Âgions. A verse, a Á Charleroi, Namur et Huy, les jeunes sont moins enclins a Á participer a Á une Á Mons, Nivelles et La Louvie formation. A Á re, ce sont les vieux qui participent le moins aux formations. Ci-dessous, nous argumentons que cette variation de la capacite Â de formation sous-re Â gionale est exoge Áne a Á la variation de la sortie du cho Ã mage. Cette variation peut de Ás lors e Ã tre exploite Â e pour identifier les effets de la formation, corrige Âs des biais de se Âlection. 48

La dure Â e de cho Ã mage me Â diane

des deux groupes, jeunes et vieux, est de

3 mois. Ceci n'est pas tre Ás long e Â tant donne Â la re Â putation qu'a la Belgique d'e Ãtre un des pays de l'OCDE avec un taux de cho Ã mage de longue dure Âe

49

tre Ás e Â leve Â . Au

cours de la pe Âriode 1983-96, ce taux n'est descendu en dessous de 60 % que pendant la re Â cession de 1991-93 (OCDE 1997, p. 8). Ne Âanmoins, ces statistiques souffrent de ce qu'on appelle le biais de « longueur » : la probabilite Â d'observer un e Â pisode long a Á un moment donne Â est beaucoup plus e Âleve Â e que celle d'observer un e Â pisode court (voir Salant 1977 et ci-dessus dans la section 3.1). La dure Â e me Â diane des e Â pisodes avec des pe Âriodes en formation est conside Â rablement plus e Âleve Â e : 9 mois pour les vieux et 1 an pour les jeunes. Sur base de ces statistiques, nous ne pouvons pourtant pas conclure que la participation entraõÃne un allongement de la dure Âe de cho Ã mage. Remarquons d'abord que les demandeurs d'emploi n'entrent pas imme Âdiatement (c'est-a Á-dire au de Âbut de leur e Â pisode de cho Ã mage) dans une formation. La dure Âe me Â diane qui s'e Âcoule avant qu'un jeune (vieux) commence une formation est de 6 (3) mois. De plus, si le taux de sortie du cho Ã mage de Âpend ne Âgativement de la dure Â e, les participants connaõÃtront un e Â pisode de cho Ã mage plus long e Âtant donne Â la dure Â e de Â ja Á e Â coule Â e avant le de Â but de la formation. Enfin, les participants ne pourraient pas avoir la me Ãme probabilite Â de sortie du cho Ã mage, et ce me Ãme avant la formation. C'est le proble Á me du « biais de se Âlection » que nous avons de Âja Á e Â voque Â pre Â ce Â demment. Notons que la dure Âe me Â diane d'une formation est de 2 mois. 48

La dure Â e me Â diane correspond a Á la dure Â e de l'individu qui divise la population en deux groupes de me Ãme taille,

une moitie Â ayant une dure Â e plus courte, l'autre moitie Â ayant une dure Â e plus longue. 49

Le cho Ã mage de longue dure Âe de Â bute au-dela Á d'une pe Â riode d'inoccupation d'un an.

86


4.2 La meÂthode50 Revenons a Á la question du biais de se Âlection. Nous avons dit que nous e Â liminions ce biais par la me Âthode d'« expe Ârience naturelle ». L'ide Âe peut e Ã tre re Â sume Â e de la manie Á re suivante. Dans un premier temps, nous regroupons nos Á ce niveau de regroupement, il n'y a donne Â es par direction sous-re Â gionale (DS). A plus de biais de se Â lection car, par de Âfinition, le regroupement ne permet plus de distinguer le groupe de traitement du groupe te Âmoin. Toutefois, le biais de se Âlection peut se transformer en un biais diffe Ârent que nous expliciterons ci-dessous Si nous regroupons les donne Âes par DS et si la participation a Á une formation acce Â le Á re la sortie du cho Ã mage, nous devons observer que le taux de sortie est le plus e Â leve Â dans les DS ou Á une formation est le plus e Âleve Â, Á le taux de participation a car il y aura un plus grand nombre de cho Ã meurs qui be Âne Â ficient de l'effet favorable de la formation. Cependant, ce raisonnement est seulement valable lorsque la causalite Â n'agit pas dans le sens inverse. Par exemple, supposons que le FOREM alloue les fonds destine Âs a Á financer les centres de formation en fonction du taux de cho Ã mage de la DS. Les centres dans les DS a Á taux de cho Ã mage plus e Â leve Â be Â ne Â ficient d'un financement plus important et peuvent donc re Âaliser un taux de participation plus e Âleve Â que dans les DS a Á taux de cho Ã mage plus faible. Dans un tel syste Áme de financement de la formation, des taux de participation e Âleve Â s vont de pair avec des taux de cho Ã mage e Â leve Â s et donc avec des taux de sortie du cho Ã mage faibles. Cette observation est le re Â sultat du syste Áme de financement et ne refle Áte d'aucune manie Á re l'efficacite Â du programme de formation. L'exemple pre Âce Â dent nous explique pourquoi la me Âthode propose Â e peut mener a Á une sous-estimation de l'effet de la formation. Toutefois, la me Âthode peut e Â galement aboutir a Á une surestimation de l'effet. Par exemple, si le financement des centres de formation est lie Â au rythme de la re Âduction du taux de cho Ã mage dans une DS, le taux de participation augmente dans les DS ou Âleve Â. Á le taux de sortie est e Ces exemples soulignent qu'il est important d'argumenter d'une manie Áre convaincante (voir ci-dessous) que les e Âcarts entre les taux de sortie du cho Ã mage observe Â s d'une DS a Á l'autre ne de Â terminent en aucune manie Áre la variation des taux de participation a Á la formation entre DS. Autrement dit, la variation du taux de participation est exoge Áne a Á la variation du taux de sortie. L'hypothe Á se d'exoge Â ne Â ite Â est ne Â cessaire si l'on souhaite de Âgager le « ve Âritable » effet de la formation a Á partir des donne Â es des taux de sortie regroupe Âs par DS. Cependant, elle ne suffit pas. Des conditions e Âconomiques et d'autres facteurs propres a Á la DS pourraient e Âgalement de Âterminer les e Âcarts observe Â s de taux de sortie entre DS. Si ces autres facteurs expliquent davantage la variation sous50

Le lecteur inte Â resse Â par une explication plus comple Áte et formelle est renvoye Â a Á Cockx et Bardoulat (1999).


87

re Â gionale des taux de sortie, ils peuvent cacher une corre Âlation entre les taux de participation et les taux de sortie. La me Âthode requiert de Ás lors que l'on e Âlimine la variation sous-re Âgionale des taux de sortie cause Âe par les facteurs propres aux DS qui n'ont rien a Á voir avec la nature du programme de formation. Ce n'est qu'apre Ás cette e Â limination que la corre Âlation mentionne Â e ci-dessus peut relever le ve Âritable effet de la formation. Á cette fin, nous postulons l'hypothe A Áse que ces autres facteurs propres a Á la DS affectent le taux de sortie des participants a Á une formation avec le me Ãme facteur de proportionnalite Â que les non-participants. Cette hypothe Áse permet d'estimer l'impact de ces facteurs seulement a Á partir des donne Â es sur les non51

participants

. Sur base de cette estimation nous pouvons e Âliminer la variation des

taux de sortie lie Âe a Á ces autres facteurs. La variation re Âsiduelle ne peut e Ãtre cause Âe par la variation des taux de participation a Á la formation. L'identification du « ve Âritable » effet de la formation est donc fonde Âe sur l'argument selon lequel la variation du taux de participation est exoge Áne a Á la variation du taux du sortie entre DS. Nous synthe Âtisons ici le raisonnement. Comme mentionne Â pre Â ce Â demment, l'acce Ás a Á une formation professionnelle du FOREM est rationne Â . En effet, au cours de notre pe Âriode d'analyse, les demandes pour entrer dans une formation sont presque toujours exce Âdentaires par rapport a Á l'offre disponible. Ceci implique que le nombre de participants a Á une formation par DS est entie Á rement de Âtermine Â par la capacite Â de formation de chaque DS et non par le nombre de demandeurs d'emploi. Cette capacite Â de Â pend, a Á son tour, de l'importance des fonds attribue Âs a Á la formation. Le núud de l'argument est que la variation de l'importance de ces fonds a Á travers les DS n'est, en aucune manie Áre, lie Â e aux taux de sortie du cho Ã mage. Elle est pluto Ã t la re Â sultante d'un processus interne au FOREM dont les re Ágles refle Á tent le « rapport de force » entre les DS. Comme nous l'avons de Âja Á remarque Â , ni les centres de formation, ni leurs employe Â s ne sont re Â mune Â re Â s en fonction des taux de placement. Par ailleurs, les budgets de ces centres ne varient ni en fonction du taux de cho Ã mage sous-re Â gional, ni en fonction d'autres indicateurs du marche Â du travail. Ainsi, il n'existe pas de lien direct entre la capacite Â de formation d'une DS et le taux de sortie du cho Ã mage. Toutefois, nous devions e Âgalement exclure la possibilite Â d'un lien indirect. C'est pourquoi nous avons cherche Â s'il n'y avait effectivement pas de relation entre la variation des capacite Â s de formation et les taux (de sortie

52

) du cho Ã mage non

seulement sur notre pe Âriode d'observation, de 1989 a Á 1993, mais aussi sur la pe Â riode pre Â ce Â dente, de 1980 a Á 1988. Cette analyse confirme qu'il n'y a aucune corre Â lation syste Â matique entre les variables susmentionne Âes. 51

En pratique, il ne faut pas re Âaliser ces estimations se Â pare Â ment. Il suffit d'introduire des variables indicatrices

propres a Á chaque DS dans la re Âgression. 52

Pour la pe Â riode 1980-1988, nous manquons de donne Âes sur les taux de sortie.

88


Si les rendements de la formation sont he Âte Â roge Á nes et si les cho Ã meurs entrent dans une formation dans l'ordre de Âcroissant du niveau de leur rendement, alors tout biais n'est pas encore e Âlimine Â . Dans ce cas, les DS avec une capacite Â de formation e Â leve Â e auront des participants avec un rendement moins important que les DS qui ont une faible capacite Â de formation. Si la participation a Á une formation augmente les chances de sortie du cho Ã mage, le taux de sortie dans une DS avec une capacite Âe Â leve Â e n'augmentera pas autant que si le rendement avait e Âte Â constant et, re Â ciproquement, pour une DS avec une faible capacite Â de formation. L'hypothe Á se que la variation sous-re Â gionale des taux de sortie ne refle Áte que la variation du taux de participation n'est donc plus valable. Si l'on suppose un rendement constant alors qu'il est en re Âalite Â variable, l'erreur de la re Âgression captera cette variabilite Â . Celle-ci n'est pre Âsente que pour les participants. Elle induit donc une corre Â lation entre l'indicateur de participation et le re Âsidu, ce qui entraõÃne une estimation biaise Â e de l'effet de la formation. Afin de tenir compte de l'he Âte Â roge Â ne Â ite Â des rendements de la formation, nous avons suppose Â que ces rendements sont distribue Âs selon une loi parame Âtrique donne Â e. Nous rapportons ci-dessous les re Âsultats base Âs sur une distribution expo53 Á partir d'une telle hypothe Áse, nous pouvons contro Ã ler le biais induit nentielle . A par le diffe Â rentiel de rendement entre les DS et donc identifier le « ve Âritable » effet de la formation sur le taux de sortie du cho Ã mage. Nous distinguons l'effet en cours de formation de l'effet post-programme.

5. LES REÂSULTATS ET CONCLUSIONS54 Le tableau 4.2 synthe Âtise les effets d'une formation professionnelle du FOREM sur le taux de sortie du cho Ã mage. Ils sont exprime Âs en termes de multiplicateurs. Par exemple, le 1,62 dans la premie Áre colonne signifie qu'apre Ás passage par une formation, le taux de sortie augmente de 62 % par rapport a Á son niveau sans participation. Alternativement, le 0,73 indique que durant la pe Âriode de formation, le taux de sortie baisse de 27 % (

1 ÿ 0,73 2 100).

Que le taux de sortie baisse au cours de la formation n'est pas surprenant : le cho Ã meur se concentre sur l'apprentissage pluto Ã t que sur la recherche d'un emploi. De plus, si l'effet de participation est la conse Âquence d'une ve Âritable accumulation du savoir(-faire) 53

55

, celle-ci prend du temps. Apre Ás la formation, le travailleur

Nous avons e Âgalement analyse Â les donne Â es en supposant une loi normale et uniforme, mais cette analyse ne

permettait pas de rejeter les re Âsultats trouve Â s en imposant l'exponentielle (voir Cockx et Bardoulat 1999). 54

Les re Â sultats ne correspondent pas aux re Âsultats rapporte Â s dans Bardoulat

provisoires. 55

et al.

(1998) : ces derniers e Âtaient

La participation pourrait e Âgalement signaler la « qualite Â » (la motivation) du travailleur. Dans ce cas, la

participation pourrait avoir un impact imme Âdiatement positif.

Â sultats et conclusions Les re

89

Tableau 4.2 Effet multiplicateur d'une formation professionnelle FOREM sur le taux de sortie du choÃmage

Type d'effet

Sans correction du biais de seÂlection Avec correction du biais de seÂlection ModeÁle aÁ effet variable (1)

En cours de formation Post-formation a

Effet sur les participants

Effet sur le choÃmeur moyen

0,73a 1,62a

0,93a 1,11a

ModeÁle aÁ effet variable (2)

ModeÁle aÁ effet constant (3)

Effet sur les participants 0,77 1,73a

0,95 2,20

Coefficient pas significativement diffeÂrent de 1 aÁ 10 %.

quitte le cho Ã mage plus rapidement que s'il n'avait pas participe Â. Cette observation est en accord avec les re Âsultats de la plupart des e Âtudes e Â trange Á res. Par contre, elle contraste avec le re Âsultat de l'e Âtude de Plasman e Âvoque Â e ci-dessus. Ceci de Âmontre l'importance d'une spe Âcification permettant une distinction entre l'effet en cours de la formation et l'effet post-programme. Ces re Â sultats ne tiennent pas compte du biais de se Âlection. Les effets que nous estimons en contro Ã lant ce biais sont rapporte Âs dans la troisie Áme colonne (mode Á le (2)). La similitude de ces re Âsultats a Á ceux sans correction est frappante. En effet, si nous testons l'e Âgalite Â de ces coefficients, nous ne pouvons pas rejeter cette hypothe Á se. Nous concluons que, conditionnellement aux caracte Âristiques observe Â es du participant, a Á savoir la dure Âe e Â coule Â e au cho Ã mage, l'indicateur du statut « jeune » et la DS, rien n'indique qu'un stagiaire a, en moyenne, une pre Â disposition diffe Ârente a Á sortir du cho Ã mage qu'un cho Ã meur quelconque. Dans la section 3.4, nous avons explique Â comment la variation de l'impact des participants peut biaiser l'estimation. Dans la dernie Áre colonne, nous rapportons les estimations en supposant que l'effet de la formation est constant a Á travers les participants (mode Ále a Á effet constant (3) a Á contraster au mode Ále a Á effet variable (2)). Il apparaõÃt clairement que cette hypothe Áse provoque une surestimation des effets : pendant la participation, l'effet est moins ne Âgatif et apre Á s la participation, il est plus positif. Ce re Âsultat indique l'importance de la prise en compte de la variabilite Â des effets. Si les effets sont variables, on devrait anticiper une baisse du rendement de la formation avec l'augmentation du taux de couverture de la formation. Les re Â sultats rapporte Â s dans la deuxie Á me colonne (mode Á le (1)) permettent d'e Âvaluer l'importance de ce phe Ânome Á ne. Nous y avons rapporte Â l'effet moyen de la formation si tous les cho Ã meurs y avaient participe Â. Ces chiffres ne sont qu'indicatifs, car nous n'observons bien e Âvidemment nulle part un taux de participation de 100 %.

90


L'effet sur le cho Ã meur moyen est calcule Â sous l'hypothe Á se que l'estimation du rythme auquel l'effet de la formation de ÂcroõÃt avec le taux de participation est valable pour la population entie Áre. Nous constatons que l'effet post-formation, positif, passe de 62 % a Á 11 %, une re Â duction de l'effet par un facteur 6. L'effet en cours de formation est moins ne Âgatif : ±7 % en lieu de ±27 %. En cours de formation, les participants sont moins exigeants parce que le rendement anticipe Â de la formation est plus faible. Ils sont donc pre Ãts a Á quitter la formation pour un emploi a Á un moment pre Âmature Â . Le message est clair. Me Ãme si nous trouvons des effets tre Á s be Â ne Â fiques d'une participation a Á une formation FOREM, rendre cette formation accessible a Á un plus grand nombre de cho Ã meurs, ce qui serait conforme aux objectifs de l'UE, ne produira pas des effets aussi be Âne Â fiques. Nous avons e Â galement estime Â des mode Á les permettant a Á l'effet de la formation de varier avec le statut du cho Ã meur (« jeune » ou « vieux ») ainsi qu'avec la dure Âe e Â coule Â e. Toutefois, les tests de spe Âcification indiquent que ces estimateurs sont biaise Â s. Par conse Â quent, nous ne rapportons pas ces re Âsultats. Finalement, afin de mieux appre Âcier la signification des estimations, nous avons simule Â l'effet d'une formation de deux mois (ce qui correspond a Á la dure Âe Á me Â diane) sur la dure Âe de cho Ã mage. A cette fin, nous nous sommes base Âs sur les re Â sultats du mode Á le (1). Nous avons suppose Â que les stagiaires commencent une formation apre Á s une pre Â sence de six mois au cho Ã mage. La dure Â e rapporte Âe cidessous sera une dure Â e remise a Á ze Â ro au moment de l'entre Âe dans la formation. Le tableau 4.3 nous donne le « taux de survie » au cho Ã mage de ce groupe de participants. Le taux de survie est la proportion de cho Ã meurs qui, apre Ás une certaine dure Â e de cho Ã mage, n'ont pas encore quitte Â cet e Â tat. La colonne (1) est le taux de survie estime Â si les cho Ã meurs n'avaient pas participe Â au programme. La colonne (2) pre Â sente le cas inverse.

Tableau 4.3 Taux de survie au choÃmage des stagiaires apreÁs une dureÂe eÂcouleÂe de six mois DureÂe en mois 2 3 4 6 9 12 16 22

Taux de survie au choÃmage Absence de formation (1)

Formation de 2 mois (2)

91 % 86 % 81 % 74 % 64 % 57 % 48 % 39 %

93 % 85 % 78 % 67 % 52 % 33 % 24 % 16 %

91

Â fe Â rences Re

Á partir de ce tableau, nous pouvons constater que la participation a A Á une formation FOREM diminue initialement, c'est-a Á-dire au cours de la formation, le taux de sortie du cho Ã mage : apre Á s deux mois, 9 % des individus quittent le cho Ãmage dans le groupe des non-participants contre 7 % dans le groupe des particie

pants. Toutefois, cette relation est de Âja Á inverse Âe a Á partir du 3 mois. L'effet postformation domine clairement. La pre Âsence d'une formation implique qu'apre Ás 16 mois, on ne retrouve au cho Ã mage que la moitie Â des effectifs qui auraient encore e Â te Â pre Â sents sans formation : 24 % par rapport a Á 48 %. La dure Âe me Â diane d'un participant est de 10 mois contre 15 mois pour un non-participant. Une formation de deux mois re Âduit donc la dure Âe me Â diane d'un tiers.

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CHAPITRE

5 FORMES D'EMPLOIS Â Â ET FLEXIBILITE DU MARCHE

DU TRAVAIL Â Â centes en Belgique Evolutions re

56

Â atrice VAN HAEPEREN Be


56

Je remercie vivement Bart Cockx, Muriel Dejemeppe et Bruno Van der Linden pour les discussions cons-

tructives pre Âalables a Á la re Â daction de ce texte. Une version plus de Âtaille Â e de cet article est a Á paraõÃtre dans les Â conomiques de Bruxelles. Cahiers E

96

Â du marche Â du travail Formes d'emplois et flexibilite

REÂSUMEÂ L'objectif de cette communication est de preÂsenter un panorama de la flexibiliteÂ du marcheÂ du travail en Belgique et dans ses reÂgions au cours des dix dernieÁres anneÂes et d'en deÂgager les tendances les plus marquantes. Partant d'un canevas theÂorique, nous structurons la flexibiliteÂ du travail en trois cateÂgories : la flexibiliteÂ lieÂe au contrat, la flexibiliteÂ de la dureÂe du travail et la flexibiliteÂ lieÂe aÁ l'ameÂnagement du temps de travail. Les donneÂes dont nous disposons mettent en eÂvidence le caracteÁre multidimensionnel de la flexibiliteÂ et sa diffusion aÁ une partie croissante des emplois au cours des dix dernieÁres anneÂes. Ce constat ouvre la voie aÁ de nombreuses questions dont deux ont retenu notre attention, la mise en úuvre de la formation continue en entreprise et l'opportuniteÂ d'une diminution de la dureÂe leÂgale du travail.

1. INTRODUCTION Concept multiforme et en e Âvolution constante, la flexibilite Â du marche Â du travail a pris une telle varie Â te Â de significations qu'il est difficile de l'appre Âhender de manie Á re simple. Tandis que certains s'inte Âressent a Á l'e Â mergence historique du concept de flexibilite Â et a Á l'e Â volution de sa signification au cours du temps, d'autres e Âlaborent des crite Á res permettant de classer les nouvelles formes d'emploi apparues au cours de ces vingt dernie Á res anne Â es, d'autres encore privile Âgient l'opinion des acteurs. Tandis que certains conside Árent la flexibilite Â comme un reme Áde Ð la flexibilite Â du travail devrait contribuer a Á re Â tablir l'e Â quilibre sur les marche Â s du travail europe Â ens accuse Â s d'e Ã tre trop rigides Ð, d'autres la conside Árent comme une re Â ponse au changement des conditions de marche Â dans les anne Âes re Â centes : plus grande concurrence sur le marche Â des produits, internationalisation des marche Âs, acce Âle Â ration des changements technologiques dans les produits et le processus d'innovation

57

.

L'objectif de cette e Âtude sera de dresser un panorama des formes de travail flexibles en Belgique et dans ses re Âgions au cours de la pe Âriode 1988-1998, et d'en de Â gager les tendances les plus marquantes. Nous explorerons uniquement le champ de la flexibilite Â quantitative, c'esta Á -dire l'ensemble des instruments utilise Âs par les entreprises en vue de l'ajustement

quantitatif qualitative

flexibilite Â 57

du volume de travail. La flexibilite Â quantitative se distingue de la , aussi appele Âe flexibilite Â fonctionnelle, qui se re Âfe Á re au

Voir, par exemple, Atkinson (1987), Lagos (1994), Tarondeau (1999).

Â orique Cadre the

97

niveau et a Á l'e Â tendue des qualifications des travailleurs, a Á leur degre Â de polyva58

lence, leur adaptabilite Â et leur mobilite Â a Á l'inte Â rieur de l'entreprise

.

Cette e Âtude s'organise de la manie Áre suivante. La deuxie Á me section sera consacre Âe a Á une bre Á ve mise en perspective the Âorique qui permettra de structurer le panorama des formes d'emploi flexibles pre Âsente Â dans la troisie Á me section. Les e Â volutions les plus marquantes seront synthe Âtise Â es dans la dernie Á re section ; au regard de celles-ci, nous nous interrogerons sur les perspectives de la formation continue en entreprise et d'une re Âduction de la dure Â e le Â gale du travail.

2. CADRE THEÂORIQUE Vu l'importance des entreprises en tant que gestionnaires des formes de flexibilite Â Ð me Ãme si l'initiative de formes de travail plus flexibles ne leur appartient pas exclusivement, ce sont les entreprises qui, dans les limites de la re Â glementation en vigueur, de Âcident des engagements, licenciements, types de contrats de travail, dure Âes et horaires de travail, etc. Ð il nous a paru approprie Â de nous re Âfe Â rer a Á la the Â orie microe Â conomique de l'entreprise. En particulier, nous identifierons les parame Á tres qui influencent le choix des combinaisons de facteurs et les contraintes qui limitent le champ des possibles. Nous pre Âsenterons les instruments de flexibilite Â propres a Á assouplir ces contraintes et e Âvaluerons leur impact sur l'e Â tendue des marges de manúuvre des entreprises et sur les choix d'e Â quilibre. Notre point de de Â part sera la fonction de production de l'entreprise. Cette fonction de production met en relation la production de l'entreprise, d'une part, et les intrants utilise Â s pour re Â aliser cette production, d'autre part. On l'e Âcrira comme suit :

ou Á

Q

Q f K ; T K

repre Â sente la quantite Â de produit,

, la quantite Â de capital et

T

1 , le volume de

travail. Sous l'hypothe Á se que l'entreprise poursuit l'objectif de maximisation du profit, elle choisira, parmi les combinaisons capital/travail efficaces sous l'angle technologique, celle qui minimise le cou Ã t de production pour le niveau de production

Q

.

Dans la perspective d'apporter un e Âclairage sur la flexibilite Â du travail, nous de Â composons le volume de travail en nombre d'effectifs et dure Âe individuelle du travail. Sous l'hypothe Á se que le travailleur et l'heure de travail ont une productivite Â diffe Â rente a Á la marge, ceux-ci ne sont pas parfaitement substituables ; nous les conside Â rons de Á s lors comme des facteurs de production distincts que l'entreprise 58

Voir, par exemple, Lagos (1994), Treu (1992).

98


cherchera a Á combiner de manie Áre optimale. Pour la clarte Â de l'expose Â , nous ne Â gligerons momentane Â ment le facteur

K

et nous concentrerons surtout sur le choix de

la combinaison optimale d'effectifs et d'heures de travail. Nous e Âcrirons donc :

ou Á

N

Q f N ; H H N-H effectif

repre Â sente le nombre d'effectifs et

le nombre d'heures de travail preste Âes

individuellement. La combinaison optimale che Á re pour un volume de travail

2

donne Â

59

est la combinaison la moins

.

Sur le plan de l'e Âvaluation du cou Âsagre Â gation du volume de Ã t du travail, la de travail en effectifs et heures permet de distinguer les cou Â s au nombre d'heures Ã ts lie de travail d'une part et divers cou Â s aux travailleurs et inde Âpendants du Ã ts lie nombre d'heures de travail d'autre part. Les premiers sont des cou Ã ts variables, 60

les seconds sont des cou Ã ts fixes tels que cou Ã ts d'ajustement

Ð cou Ã ts d'embau-

che et de licenciement Ð, cou Ãtements et Ã ts de gestion du contrat de travail, ve outils de travail, cou Âcrirons donc la Ã ts de coordination des travailleurs. Nous e fonction de cou Á re suivante : Ã t total de la manie

ou Á

F

C FN wNH w

est le montant du cou Ã t fixe par travailleur et

3 , le salaire horaire. La pre Âsence

d'un cou Ã t fixe implique que le cou Ã t relatif effectif/heure de travail varie en fonction de celui-ci. Le point

E

0

sur le graphique 1 repre Âsente la combinaison

pour un niveau de production tangente a Á l'isocou Ãt

C

0.

Q

0.

N-H

optimale

En ce point, la courbe d'isotravail

Q

0

est

Cette analyse sugge Áre que le type de contrat de travail offert par l'entreprise n'est pas neutre sur la combinaison

indeÂtermineÂe (CDI d'emploi temporaire

N-H

. En effet, les contrats

d'emploi aÁ dureÂe

), qui offrent davantage de protection aux travailleurs que les

contrats

61

, comportent des cou Ã ts d'ajustement et cou Ã ts fixes

supe Â rieurs.

59

N

, en abscisse et le nombre de

, en ordonne Â e, les diffe Â rentes combinaisons travailleurs/heures de travail permettant de produire un

niveau de production

Q

0.

L'ensemble de ces combinaisons de Âfinit une courbe d'

points ou Â de travail Á la quantite 60

H isotravail

On repre Â sente dans un espace a Á deux dimensions, avec les heures de travail,

travailleurs,

effectif

est identique.

Nous faisons l'hypothe Á se que le seul cou Ã t d'ajustement des

heures de travail

, c'est-a Á -dire le lieu des

est la prime salariale pour les

heures supple Â mentaires, c'est-a Á-dire les heures preste Â es au-dela Á de la dure Â e le Â gale du travail. Cette question est aborde Â e dans la suite de cette section. 61

Selon la de Â finition d'Eurostat, l'« emploi temporaire » est constitue Â des formes d'emploi dans lesquelles le

travailleur et l'employeur reconnaissent que la dure Âe de l'emploi est de Âtermine Â e par des conditions objectives (par exemple, date de fin de contrat, ache Ávement d'une ta Ã che spe Â cifique). C'est cette de Âfinition, e Âtablie a Á des fins statistiques, que nous retiendrons dans cette e Âtude. Les contrats temporaires les plus fre Âquents sont les contrats a Á dure Â e de Â termine Âe

(CDD)

, les contrats pour un travail nettement de Âfini

(CTND)

, les contrats d'inte Ârimaire, les

contrats de travail saisonnier et les contrats de travail pour e Âtudiants-travailleurs.

Â orique Cadre the

99

Cette diversite Â de contrats de travail permet de diffe Ârencier les effectifs selon la nature de leur contrat, ce qui revient a Á ventiler de types de contrats de travail,

i

1 a Á

n

N

en autant de

Ni

qu'il y a

. L'assouplissement des dispositions

contraignantes lie Âes a Á certains types de contrats de travail et l'e Âlargissement de la gamme des contrats qui en re Âsulte procurent aux entreprises davantage de choix de combinaisons effectifs/heures. En conse Âquence, si des ajustements du volume de travail s'ave Â raient ne Â cessaires, les entreprises seraient davantage en mesure d'y re Â pondre de manie Á re optimale. Pour comple Â ter cette analyse, il convient de tenir compte des limites institutionnelles de la dure Â e individuelle de travail, du degre Â de contrainte exerce Â par cette limite, des possibilite Âs de fractionnement de la dure Âe et de l'horizon de temps de re Â fe Â rence Ð journe Â e, semaine, mois, anne Âe, voire carrie Á re individuelle. Dans la figure 5.1, la limite institutionnelle de la dure Âe individuelle du travail est repre Â sente Â e par la droite

hh

62

. Les heures preste Â es au-dela Á de

hh

sont des

heures supple Âmentaires, paye Âes a Á un tarif supe Ârieur a Á celui des heures normales ce qui justifie la rupture de pente de l'isocou Ã t en

hh

63

,

. Comme le montre ce

E2

N

h

E1

Q1

E0

C1

Q0 C0 h

H

Figure 5.1 Choix optimal Heures-Effectifs, en preÂsence d'une contrainte sur la dureÂe du travail et d'heures suppleÂmentaires

62

Selon l'horizon de temps conside Â re Â , la contrainte le Âgale sera de Â finie par une dure Â e de travail journalie Á re,

hebdomadaire, mensuelle ou annuelle. 63

Les heures supple Â mentaires ne sont pas syste Âmatiquement paye Âes a Á un tarif supe Â rieur a Á celui des heures

normales. Il existe des me Âcanismes de compensation (par exemple, annualisation du temps de travail).

100


graphique, la contrainte quantite Â d'output heures

E Q

quantite Â

0

Q

0

hh

n'est pas toujours liante. Ainsi, la production de la

ne pose pas de proble Áme : la combinaison optimale effectifs/

est situe Âe a Á gauche de 1,

hh E

repre Â sente Â e par le point

. En revanche, la production optimale de la 1

situe Âa Á la droite de

hh

, n'est possible que si

l'entreprise peut prolonger la dure Âe individuelle du travail au-dela Á de la limite institutionnelle par le recours a Á des heures supple Âmentaires. En l'absence de possibilite Â de recours aux heures supple Âmentaires, l'entreprise se situe au point

E

2.

Ce point n'e Â tant pas un point de tangence entre un isoquant et un isocou Ã t, la

combinaison de facteurs qu'il repre Âsente n'est pas optimale ; le cou Ã t de production correspondant a Á la combinaison de facteurs en ce point est supe Ârieur a Á

C

1.

En ce qui concerne le fractionnement de la dure Âe individuelle de travail, on distingue ge Â ne Â ralement le travail a Á temps plein et le travail a Á temps partiel

64

. Le

degre Â de latitude dans le choix des heures de travail individuellement preste Âes de Â pendra de la de Â finition institutionnelle du temps partiel, en particulier des re Ágles relatives aux prestations minimales et maximales. On peut proce Âder a Á l'e Â gard des heures d'une manie Áre analogue a Á celle utilise Âe pour les contrats et de Âcomposer la

H titutionnelles en vigueur

dure Âe

en autant de fractionnements .

Hj

qu'il est permis

dans les limites ins-

Enfin, l'horizon de temps conside Âre Â joue un ro Ã le non ne Âgligeable dans l'ame Â nagement du temps de travail. En fonction de ses besoins, l'entreprise peut souhaiter que les travailleurs prestent un certain nombre d'heures/jour, jours/ semaine, semaines/mois, mois/an et re Âpartir la dure Âe individuelle du travail selon la pe Â riodicite Â qui lui convient le mieux. Ainsi, un travailleur engage Â a Á temps partiel peut se voir attribuer un horaire base Â sur des pe Âriodes de re Â fe Â rence variables : jour, semaine, mois, anne Âe. Au-dela Á de la dure Â e individuelle du travail, la possibilite Â d'ame Â nager cette dure Â e sur une pe Âriode de re Â fe Â rence au gre Â des ne Â cessite Âs e Â largit l'e Â ventail des choix effectifs/heures. Á l'issue de cette analyse, qui a permis de baliser le champ de de A Âcision de

capaciteÂ de l'entreprise aÁ atteindre la combinaison optimale de facteurs (capital, effectifs et heures de travail) compte tenu des parameÁtres qui s'imposent aÁ elles Ð la technologie, le prix des facteurs de production, les couÃts d'ajustement et autres couÃts fixes lieÂs aux travailleurs, le prix du bien produit, le degreÂ d'incertitude sur la demande pour le produit, les dispositions leÂgales relatives aux contrats et aÁ la dureÂe du travail Ð et, par conseÂquent, aÁ s'adapter rapidement et de manieÁre optimale aÁ toute modification de l'un ou l'autre de ces parameÁtres l'entreprise, nous proposons de de Âfinir la flexibilite Â comme la

.

64

La convention collective de travail (CCT) në 35 conclue au sein du Conseil National du Travail le 27 fe Âvrier

1981 de Â finit le travail a Á temps partiel comme le « travail effectue Â de fac Ëon re Âgulie Á re et volontaire pendant une Á co pe Â riode plus courte que la dure Âe normale ». A Ã te Â de cette de Â finition relative du temps partiel, on trouve une de Â finition en termes de dure Â e maximale des prestations hebdomadaires ; ainsi, pour l'ONEm, le travail est conside Â re Â a Á temps partiel si les prestations hebdomadaires sont infe Ârieures a Á 35 heures.

Â en Belgique Panorama de la flexibilite

101

L'entreprise est d'autant plus flexible que le nombre d'options qui s'offrent a Á elle est plus e Âleve Â. Ce nombre d'options augmente avec les possibilite Âs de fractionner le travail dans la dure Âe, notant que cette dure Â e concerne tant la dure Âe du contrat de travail que la dure Âe des prestations et la dure Âe de la pe Âriode sur laquelle s'e Â talent les prestations. Ce fractionnement du travail dans la dure Âe au gre Â des besoins de l'entreprise permet de minimiser les cou Âs a Á des sur- ou sousÃ ts lie capacite Â s de travail.

3. PANORAMA DE LA FLEXIBILITEÂ EN BELGIQUE Prenant appui sur le cadre the Âorique, nous pre Âsentons les donne Â es relatives aux diverses formes de flexibilite Â en trois volets : flexibilite Â lie Â e aux contrats, flexibilite Â de la dure Âe du travail et flexibilite Â de l'ame Ânagement du temps de travail. La plupart des indicateurs sont construits a Á partir de donne Â es issues des Enque Ã tes sur les Forces de Travail

65

. Ces donne Â es pre Â sentent l'avantage d'e Ãtre

de Â sagre Â ge Â es par re Âgion et selon plusieurs crite Áres socio-de Â mographiques. En ce qui concerne la flexibilite Â des contrats, nous proposons des indicateurs construits a Á partir de donne Â es sur l'emploi temporaire

66

et le travail inte Â r-

imaire. La flexibilite Â de la dure Â e du travail sera appre Âhende Âe a Á partir de donne Â es relatives au travail a Á temps partiel, aux heures supple Âmentaires, au cho Ã mage temporaire et aux horaires hebdomadaires de travail. Enfin, l'ame Ânagement du temps de travail sera conside Âre Âa Á travers des indicateurs relatifs au travail a Á horaire variable et aux horaires de travail irre Âguliers Ð travail poste Â, travail de nuit, du soir, du samedi et du dimanche. Ide Â alement, nous aurions souhaite Â pre Â senter l'e Â volution de la flexibilite Â depuis le milieu des anne Âes quatre-vingt. Trop peu d'indicateurs pouvant e Ãtre Á construits a Á partir de cette pe Âriode, notre point de de Âpart sera l'anne Â e 1988. A partir de cette date, nous disposons en effet des informations ne Âcessaires pour construire les indicateurs relatifs a Á la flexibilite Â des contrats et a Á la dure Â e du travail. En ce qui concerne les indicateurs relatifs a Á l'ame Â nagement du temps de travail, les donne Â es ne sont disponibles qu'a Á partir de 1992. La dernie Áre anne Âe disponible, pour l'ensemble des variables, est 1998. Cette e Âtude couvrira donc la 65

L'Enque Ã te par sondage sur les Forces de Travail est une enque Ãte socio-e Â conomique aupre Á s des me Â nages,

coordonne Â e au niveau communautaire par

National de Statistique

66

Eurostat

et re Â alise Â e en Belgique sous la responsabilite Â de

. Voir EUROSTAT (1996) pour la me Âthodologie et les de Âfinitions.

Dans les statistiques des EFT,

l'emploi temporaire

l'Institut

est un agre Â gat statistique construit selon la de Âfinition de

l'emploi temporaire retenue par Eurostat. Dans ces enque Ãtes, l'emploi

temporaire

s'oppose a Á l'emploi

et comprend donc les diverses formes d'emploi re Âgies par des contrats autres que le CDI.

permanent

102


pe Â riode allant de 1988 a Á 1998, avec une anne Âe interme Â diaire, commune a Á l'ensemble des variables, 1992.

3.1 La flexibiliteÂ lieÂe aux contrats Comme on peut le lire dans le tableau 5.1, les contrats de travail flexibles prennent une place croissante dans l'emploi salarie Â. Entre 1988 et 1998, l'emploi temporaire passe de 5,4 % a Á pre Á s de 8 % de l'emploi salarie Â, soit une hausse de 45 %. Dans le me Ãme temps, le travail inte Ârimaire Ð une des formes de travail

Tableau 5.1 La flexibiliteÂ lieÂe aux contrats de travail Emploi temporairea Travail inteÂrimaireb Emploi salarieÂ Hommes + femmes

Taux (en % de Belgique l'emploi salarieÂ) Wallonie Flandre Bruxelles Hommes Taux (en % de Belgique l'emploi salarieÂ Wallonie masculin) Flandre Bruxelles Femmes Taux (en % de Belgique l'emploi salarieÂ Wallonie feÂminin) Flandre Bruxelles Part des femmes Belgique c Belgique Part des jeunes 15-24 ans c Belgique Part des jeunes 25-34 ans Belgique Part de la for- Hommes mation supeÂr.e Femmes Belgique

1998 1992 1988 1998 1992 1988

1998

7,8 8,1 7,5 8,5 5,9 6,8 5,3 7,4 10,4 10,0 10,7 9,8 56,5 33,9 40,3 34,9 42,9

42,3 9,5 32,4 27,0 39,5

4,9 6,5 4,2 4,3 3,1 4,6 2,5 3,0 7,6 9,4 6,9 6,0 61,7 36,5 42,3 27,8 38,2

5,4 6,4 4,9 5,4 3,5 4,2 3,1 4,3 8,6 10,2 8,0 6,9 59,0 41,5 27,7 24,7 29,3

3,3 2,0 2,6 1,8 3,5 1,9 4,6 3,8 3,5 2,1 3,1 2,0 3,6 2,0 4,3 3,2 3,0 2,0 1,8 1,5 3,3 1,8 5,0 4,5 38,8 38,7 45,94 21,2d 30,0f 20,0f

1,7 1,4 1,6 3,3 1,7 1,6 1,6 2,4 1,6 1,1 1,4 4,5 36,0

a Emploi temporaire selon la deÂfinition EUROSTAT ; source : EFT. b Le taux de travail inteÂrimaire est mesureÂ par le rapport entre le stock d'inteÂrimaires au 30 juin (ONSS) et

l'emploi salarieÂ (EFT). c Le deÂcoupage en classes d'aÃge de la population des inteÂrimaires est leÂgeÁrement diffeÂrent de celui appliqueÂ aÁ l'emploi ou aÁ l'emploi temporaire : les classes d'aÃge pour les inteÂrimaires sont < 25 ans et 26-34 ans d DonneÂes pour 1999. Source : Rapport annuel 1999, UPEDI. e La formation supeÂrieure comprend les diploÃmes de l'enseignement supeÂrieur non universitaire, type court et type long, et de l'enseignement universitaire f DonneÂes pour 1997 ; source : enqueÃte SOFRES-SOBEMAP (1998)


103

temporaire Ð, accuse une hausse plus significative encore, puisque sa part double, passant de 1,7 a Á 3,3 % de l'emploi salarie Â. Ces e Â volutions laissent penser que l'emploi inte Â rimaire a progresse Â dans l'emploi temporaire

67

.

On note quelques diffe Ârences re Â gionales. En 1998, le taux d'emploi temporaire est supe Â rieur a Á la moyenne nationale en Wallonie et en Re Âgion bruxelloise, et infe Ârieur en Flandre ; en termes d'e Âvolution, la Flandre devance cependant la Re Â gion wallonne, qui affiche la progression la plus faible au cours de la pe Âriode de re Â fe Â rence. En ce qui concerne le travail inte Ârimaire, c'est en Flandre et en Wallonie que la progression a e Âte Â la plus accuse Â e, laissant toutefois la Re Âgion bruxelloise en te Ã te, avec une proportion de travailleurs inte Ârimaires approchant 5 % de l'emploi salarie Â. Si les femmes constituent la majorite Â de la population occupant un emploi temporaire, et si au cours de la pe Âriode de re Â fe Â rence, leur proportion dans l'emploi temporaire a le Â ge Á rement diminue Â, elles repre Â sentent en revanche moins de 40 % des travailleurs inte Ârimaires, en de Âpit d'une le Âge Á re hausse en cours de pe Âriode. Au regard de leur part dans l'emploi salarie Â, les femmes sont donc sur-repre Âsente Â es dans l'emploi temporaire et sous-repre Âsente Â es dans l'emploi inte Ârimaire. Cette sous-repre Â sentation des femmes s'explique par la composition de l'emploi inte Ârimaire : la majorite Â de ces emplois Ð soit 70 % en 1998 Ð sont des emplois d'ouvriers, ou Â sentes Ð soit 27 % de femmes pour 73 % Á les femmes sont peu pre d'hommes. Le travail temporaire concerne essentiellement les jeunes travailleurs. Un de Â coupage de la population en tranches d'a Ãge montre que 70 % environ des emplois temporaires sont concentre Âs dans les tranches d'a Ãge 15-24 ans et 2534 ans. La structure est comparable pour le travail inte Ârimaire. La comparaison avec la structure d'a Ãge des travailleurs salarie Âs fait apparaõÃtre une nette surrepre Â sentation des jeunes, plus importante toutefois pour les jeunes de la premie Áre tranche d'a Ãge. L'explication ge Âne Â ralement avance Âe est la ne Â cessite Â pour les employeurs de re Âduire l'asyme Â trie d'information concernant les candidats a Á l'embauche. L'embauche sous contrat temporaire serait une e Âtape du processus de recrutement au cours de laquelle l'employeur pourrait e Âvaluer les aptitudes des candidats a Á occuper les postes a Á pourvoir. Au terme de ce processus, le contrat temporaire se transformerait en contrat a Á dure Âe inde Â termine Â e. Les e Â volutions observe Â es au cours de la pe Â riode 1988-1998 devraient quelque peu nuancer cette explication. La re Âgression de la tranche des 15-24 ans (±7,5 points de pourcentage) au profit de la tranche supe Ârieure des 25-34 ans (+12,5 points) ne pourrait67

La comparaison entre emploi inte Ârimaire et emploi temporaire appelle cependant la re Âserve suivante. Issues de

sources diffe Â rentes, les donne Â es sur l'emploi inte Â rimaire et l'emploi temporaire permettent de comparer les e Â volutions relatives mais ne peuvent e Ãtre utilise Â es pour calculer la part de l'emploi inte Ârimaire dans l'emploi temporaire.

104


elle en effet traduire une pe Ârennisation des contrats temporaires, c'est-a Á-dire un maintien sous contrat temporaire des travailleurs entre Âs sur le marche Â du travail par le biais de ce type de contrat ? Le dernier indicateur pre Âsente Â dans ce tableau est celui du niveau de formation, repre Âsente Â par la part des personnes posse Âdant un diplo Ã me de l'enseignement supe Â rieur (universitaire et non universitaire) dans la population de re Âfe Ârence. On observe, tant pour les hommes que pour les femmes, une hausse de la proportion des travailleurs temporaires titulaires d'un diplo Ã me de niveau supe Ârieur. Tant les hommes que les femmes titulaires d'un diplo Ã me de l'enseignement supe Â rieur sont sur-repre Âsente Â s dans l'emploi temporaire par rapport a Á leur poids dans l'emploi salarie Â ; la sur-repre Â sentation se marque toutefois davantage pour les femmes que pour les hommes. En ce qui concerne l'emploi inte Ârimaire, on observe une le Âge Á re sur-repre Â sentation des hommes posse Â dant un niveau d'e Âducation supe Â rieur, mais une forte sous-repre Âsentation des femmes : la part des femmes titulaires d'un diplo Ã me de l'enseignement supe Ârieur dans l'emploi inte Ârimaire est pre Á s de deux fois moins importante que leur part dans l'emploi.

3.2 La flexibiliteÂ de la dureÂe du travail La flexibilite Â de la dure Â e de travail sera appre Âhende Âe par des indicateurs relatifs au temps partiel, au cho Ã mage temporaire et aux heures supple Âmentaires. Nous remarquons tout d'abord la place importante du temps partiel : 15,8 % des travailleurs en Belgique occupent un emploi a Á temps partiel en 1998. Le taux est de 33,3 % pour les femmes et 3,5 % pour les hommes, ce qui implique que les femmes soient nettement sur-repre Âsente Â es dans l'emploi a Á temps partiel par rapport a Á leur poids dans l'emploi total. Au niveau du Royaume, le travail a Á temps partiel a connu une croissance tre Á s soutenue ; il est passe Â de 9,8 % a Á 15,8 % entre 1988 et 1998. Cette progression s'est effectue Âe a Á des rythmes diffe Â rents au sein de chaque re Âgion : c'est en Flandre que la croissance a e Âte Â la plus soutenue, pour atteindre, en 1998, un taux comparable a Á celui de la Wallonie. La croissance s'est re Âve Â le Â e plus accuse Â e chez les hommes que chez les femmes, particulie Árement en Flandre, ou Á le taux de temps partiel masculin double. La ventilation par a Ãge des travailleurs a Á temps partiel est semblable a Á celle de la population en emploi. Les le Âge Á res sur-repre Â sentation des 15-24 ans et sousrepre Â sentation des 25-34 ans dans le temps partiel s'expliquent aise Âment lorsqu'on de Âsagre Á ge les donne Â es selon le genre. La fre Â quence du temps partiel est infe Â rieure a Á la moyenne parmi les femmes jeunes Ð soit 29 % pour les jeunes contre 33 % en moyenne, ce qui explique la sous-repre Âsentation de la tranche d'a Ã ge 25-34 ans. Cette sous-repre Âsentation est compense Âe, au niveau de la tranche 15-24 ans, par une nette sur-repre Âsentation des hommes de cette cate Âgorie d'a Ã ge


105

par rapport a Á leur poids dans l'emploi Ð soit 22,2 % du temps partiel pour 8,2 % de l'emploi total. Enfin, sous l'angle du niveau de formation, les travailleurs a Á temps partiel masculins se distinguent nettement de leurs homologues fe Âminines. La re Â partition des hommes selon le niveau de formation est en effet inde Âpendante du type d'emploi Ð temps partiel ou temps plein Ð, tandis que la re Âpartition des femmes dans le temps partiel est biaise Âe en faveur des moins qualifie Âes : les femmes titulaires d'un diplo Ã me supe Â rieur repre Â sentent pre Á s de 40 % de l'emploi total, mais seulement 30 % du travail a Á temps partiel. En ce qui concerne le cho Ã mage temporaire

68

, une se Â rie longue e Â tablie sur la

base de donne Â es trimestrielles montrerait le caracte Áre fortement conjoncturel de celui-ci. Ceci n'apparaõÃt pas dans le tableau 5.2, ou Á Á les informations se limitent a trois anne Â es. Les enseignements sur le cho Ã mage temporaire peuvent se re Âsumer comme suit. Tout d'abord, le cho Ã mage temporaire ne concerne qu'une faible partie des travailleurs : environ 1 % de l'emploi. Ensuite, le cho Ã mage temporaire est moins fre Âquent a Á Bruxelles que dans les autres re Âgions et plus fre Âquent parmi les hommes que parmi les femmes ; en 1998, celles-ci repre Âsentent environ du cho Ã mage temporaire. Enfin, le taux de cho Ã mage temporaire est plus faible en 1998 qu'en 1988. Les indicateurs relatifs aux heures supple Âmentaire sont construits a Á partir de donne Â es sur les horaires hebdomadaires de travail pre Âsente Â es dans l'enque Ã te sur les forces de travail. Plus pre Âcise Â ment, il s'agit de donne Âes concernant les raisons justifiant un e Âcart entre l'horaire re Âel et l'horaire habituel de travail, ou Á les heures supple Â mentaires apparaissent comme une des raisons justifiant un e Âcart positif entre horaire re Âel et horaire habituel

69

.

La proportion de travailleurs qui prestent des heures supple Âmentaires s'e Âtablit, en 1998, a Á 2,2 % au niveau du Royaume, ce qui repre Âsente une hausse de 50 % par rapport a Á 1992. Il ne s'agit pas d'une progression continue, les heures supple Âmentaires e Â tant e Â galement marque Âes d'un caracte Áre conjoncturel. C'est en Wallonie, et ensuite en Flandre, que la hausse a e Âte Â la plus accuse Âe ; mais, en de Â pit d'une progression plus lente, Bruxelles reste la re Âgion ou Á la proportion de travailleurs prestant des heures supple Âmentaires est la plus e Âleve Â e.

68

Le cho Ã mage temporaire concerne les travailleurs dont l'exe Âcution du contrat de travail est temporairement

suspendue pour une pe Â riode de dure Â e limite Â e. Selon une e Âtude de l'ONEm (1998), les raisons du cho Ã mage temporaire le plus invoque Â es sont le manque de travail pour des raisons e Âconomiques (75 %) ou pour cause d'intempe Â ries (20 %). 69

L'horaire re Âel de travail indique le nombre d'heures effectivement preste Âes au cours de la semaine de

re Â fe Â rence. Les raisons d'un e Âcart positif entre l'horaire re Âel et l'horaire habituel sont au nombre de trois : heures supple Â mentaires, horaire variable ou semaine flexible ; les raisons d'un e Âcart ne Â gatif sont plus nombreuses : intempe Â ries, cho Ã mage temporaire, gre Á ve, horaire variable, semaine flexible, et divers types de conge Â (maladie, vacances, formation).

106


Tableau 5.2 La flexibiliteÂ lieÂe aÁ la dureÂe du travail Heures suppleÂmentairesa

ChoÃmage temporaireb

Temps partielc

Emploi

1998 1992 1998 1992 1988 1998 1992 1988 1998 Hommes + femmes

Taux Belgique 2,2 1,5 0,8 (en % de Wallonie 2,2 1,4 0,8 l'emploi) Flandre 2,0 1,3 0,8 Bruxelles 3,0 2,8 0,5 Taux Belgique 2,6 1,8 1,0 Hommes (en % de Wallonie 3,0 1,8 1,1 l'emploi Flandre 2,3 1,6 1,0 masculin) Bruxelles 3,1 3,4 0,6 Femmes Taux Belgique 1,6 1,0 0,5 (en % de Wallonie 1,3 0,7 0,3 l'emploi Flandre 1,5 1,0 0,6 feÂminin) Bruxelles 2,9 2,0 0,3 Part des femmes Belgique 29,1 26,3 25,7 Part des jeunes 15-24 ans Belgique 6,3 8,4 Part des jeunes 25-34 ans 34,4 34,1 Part de la for- Hommes Belgique mation supeÂr. Femmes

1,0 1,0 1,1 0,4

1,0 1,1 1,0 0,4

15,8 16 15,9 14 3,5 3,9 3,0 6,4 33,3 33,9 34,5 23,3 86,9 9,6 30,0 27,6 30,2

12,4 13,9 11,5 13 2,1 2,8 1,5 4,3 28,1 30,7 27,4 24,5 89,6 12,9 36,0 23,2 25,6

9,8 11,0 9,4 8,5 2,0 2,4 1,6 3,6 23,2 25,5 23,4 15,3 87 15,8 38,5 21,7 22,2

41,1 8,5 31,2 28,0 38,6

a Les heures suppleÂmentaires sont les heures suppleÂmentaires telles que deÂfinies dans les EnqueÃtes Force

de Travail. Source : EFT. Calculs : auteur.

b Source : annuaire statistique de la Wallonie, module social (1999) ; le nombre de choÃmeurs temporaires est

calculeÂ aÁ partir des statistiques financieÁres ONEm, eÂtablies au 30 juin. Les taux sont calculeÂs par rapport aÁ l'emploi au lieu de reÂsidence (EFT). c Source : EFT. Calculs : auteur.

La prestation d'heures supple Âmentaires apparaõÃt comme un phe Ânome Áne plus masculin que fe Âminin, ce qui se traduit par une sous-repre Âsentation des femmes dans cette forme de flexibilite Â : en 1998, les femmes repre Âsentent 29 % des travailleurs prestant des heures supple Âmentaires, pour 41 % de l'emploi. On soulignera toutefois la le Âge Á re hausse de leur part dans les heures supple Âmentaires : de 26 % en 1988 a Á 29 % en 1998. Il ne semble pas y avoir de de Âcalage significatif entre la structure d'a Ãge de l'emploi et celle des travailleurs prestant des heures supple Âmentaires. La le Âge Á re sous-repre Â sentation des 15-24 ans est compense Âe par une sur-repre Â sentation d'ampleur e Â quivalente des 25-34 ans. Des e Âcarts plus minimes encore caracte Ârisent les autres tranches d'a Ãge.


107

Des donne Â es relatives aux horaires hebdomadaires de travail apportent un e Â clairage original a Á ce panorama de la flexibilite Â lie Âe a Á la dure Â e. Les donne Â es du tableau 5.3 illustrent l'e Âvolution de la re Âpartition des travailleurs (hommes et femmes confondus) selon la dure Âe habituelle et re Â elle Á la lecture de ce tableau, on est d'abord frappe du travail. A Â par la baisse substantielle de la proportion des travailleurs de la tranche horaire 37-40 heures. La baisse atteint 9 points de pourcentage pour l'horaire habituel de travail, ce qui porte a Á 55 % la proportion des travailleurs prestant entre 37 et 40 heures par semaine. Si cette e Âvolution trouve sa plus grande contrepartie dans une hausse de la proportion des horaires infe Ârieurs a Á 37 h Ð soit +5,7 points de pourcentage Ð, on ne peut sous-estimer la hausse de la proportion des travailleurs dont la dure Â e de travail est supe Â rieure a Á 40 heures ou dont les horaires de travail sont tre Ás variables Ð soit +2,4 points. La re Âpartition des travailleurs selon l'horaire re Âel suit une e Â volution similaire

70

. La baisse plus accuse Â e de la proportion des tra-

vailleurs de la tranche 37-40 heures se reporte dans les cate Âgories extre Ã mes Ð Á cet e absence de prestations et prestations supe Ârieures a Á 40 heures. A Â gard, on note que la proportion des travailleurs prestant

effectivement

plus de 40 heures est

nettement plus importante que celle des travailleurs prestant

habituellement

plus

de 40 heures et correspond a Á la somme des horaires habituels supe Ârieurs a Á 40 heures et des horaires habituels tre Ás variables. Dans la suite, nous associerons ces

Tableau 5.3 ReÂpartition des travailleurs selon l'horaire hebdomadaire de travail. Royaume, hommes et femmes

Horaire

Horaire reÂel

Horaire habituel

0 1-10 h 11-20 h 21-30 h 31-34 h 35-36 h 37-40 h 41-98 h TreÁs variable Total

1998

1992

1988

1,1 8,7 8,0 2,0 5,3 55,3 14,3 5,4 100,0

0,9 8,1 7,0 1,2 4,0 60,5 12,2 6,1 100,0

1,2 6,6 6,5 1,1 4,1 63,2 13,1 4,2 100,0

1998

1992

1988

4,4 1,4 8,3 8,5 2,2 4,9 48,3 21,7

3,0 1,0 7,9 7,2 1,5 3,8 56,0 19,7

1,9 1,3 6,7 6,5 1,2 3,9 60,2 18,4

100,0

100,0

100,0

Source : EFT. Calculs : auteur. 70

Â tats-Unis, ou Il est inte Â ressant de noter ici un paralle Â lisme d'e Â volution avec les E Âgalement, depuis Á l'on observe e

le milieu des anne Â es septante, une hausse de la proportion de personnes qui prestent des horaires de travail tre Ás e Â leve Â s (Rones

et al.

, 1997).

108


horaires tre Ás variables aux horaires supe Ârieurs a Á 40 heures. Quant a Á la hausse de la cate Â gorie 0 heure, on peut l'expliquer, au moins partiellement, par la croissance substantielle des « conge Âs de vacances », dont le nombre a e Âte Â multiplie Â par dix entre 1988 et 1988. Les de Â sagre Â gations par genre et par a Ãge des donne Â es relatives aux horaires habituels font ressortir des disparite Âs significatives par rapport aux donne Âes agre Âge Â es. En ce qui concerne le genre, on voit dans le tableau 5.4 que les femmes, de Âja Á moins concentre Â es que les hommes dans la plage 37-40 heures en 1988, connaissent une baisse relativement plus importante de cette tranche horaire, soit 9 points de pourcentage chez les femmes contre 5 points chez les hommes. Mais, alors que chez les femmes, la majeure partie du report s'effectue sur les horaires de travail a Á temps partiel, chez les hommes, plus de la moitie Â du report s'effectue sur les dure Â es habituelles supe Ârieures a Á 40 heures ou tre Ás variables. La de Â sagre Â gation par a Ã ge

71

, hommes et femmes confondus, montre que la

re Â partition selon l'horaire habituel de travail se de Âforme au profit de la classe de dure Â e la plus importante lorsque l'a Ãge augmente. Ainsi, en 1998, seulement 9 % des 15-24 ans, mais 20 % des 25-54 ans et plus de 35 % des plus de 55 ans prestent plus de 41 heures par semaine ou ont des horaires tre Ás variables. Au cours de la pe Â riode 1988 Ð 1998, on remarque une e Âvolution diffe Â rencie Â e des femmes et des hommes appartenant aux me Ãmes classes d'a Ã ge. La proportion de femmes de 55 ans et plus prestant des horaires supe Ârieurs a Á 41 heures ou tre Ás variables diminue de 3 points de pourcentage, tandis que celle des hommes de cette tranche d'a Ãge

Tableau 5.4 ReÂpartition des travailleurs selon l'horaire hebdomadaire habituel de travail. Ventilation par genre

Genre Hommes

Femmes

Horaire

1998

1992

1988

1983

1 aÁ 36 h 37-40 h 41-98 h treÁs variable Total 1 aÁ 36 h 37-40 h 41-98 h treÁs variable Total

11,3 64,7 17,5 6,4 100,0 44,7 41,7 9,7 3,9 100,0

9,0 69,3 14,7 7,2 100,0 40,2 47,0 8,4 4,5 100,0

9,5 70,4 15,3 4,8 100,0 36,8 50,7 9,4 3,1 100,0

9,0 70,7 19,0 1,3 100,0 33,0 53,0 13,0 1,1 100,0

Source : EFT. Calculs : auteur. 71

Non pre Â sente Â e ici pour raison de place.


109

augmente de 3 points. Dans la classe des 25-54 ans, on observe une progression, tant chez les femmes que chez les hommes, mais supe Ârieure chez ces derniers, avec une hausse de 4,4 points de pourcentage contre 1 point chez les femmes. Il convient enfin de souligner, en ce qui concerne les dure Âes infe Â rieures a Á 37 heures, une progression relativement plus accuse Âe dans les classes de dure Âes les plus e Â leve Â es. En 1988, 49 % des femmes appartenant aux classes de dure Âes comprises entre 1 et 36 heures travaillaient entre 1 et 20 heures et 51 %, entre 21 et 36 heures par semaine ; les proportions correspondantes pour 1998 sont respectivement 45 % et 55 %. La dernie Á re question que nous souhaitons aborder a Á propos de la dure Âe est celle de la caracte Â risation socio-professionnelle de ces travailleurs dont la dure Âe Á cette fin, nous pre hebdomadaire de travail s'allonge. A Âsentons dans la figure 5.2 des donne Âes ventile Â es par statut. Comme on pouvait s'y attendre, c'est parmi les employeurs, les inde Âpendants et les aidants que l'on trouve les fre Âquences les plus e Âleve Â es de prestations hebdomadaires supe Ârieures a Á 40 heures ou tre Á s variables. Cependant, c'est parmi les travailleurs appartenant aux autres cate Âgories Ð principalement fonctionnaires et employe Â s Ð, que ces fre Âquences augmentent. Une e Âvolution des fre Âquences d'horaires supe Ârieurs a Á 40 heures ou tre Ás variables ventile Â e par re Â gion montre que

0,90 0,80 0,70 0,60 0,50 0,40 0,30 0,20 0,10 ta l To

da nt Ai

io nn ai re Fo

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oy é Em pl

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dé pe

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t nd an

r ye u pl o Em

r

0,00

1988

1992

1998

Figure 5.2 DureÂe hebdomadaire habituelle supeÂrieure aÁ 40h ou treÁs variable, par statut. Source :

EFT. Calculs : auteur.

Belgique, 1988-1998

110


c'est parmi les employe Â s et fonctionnaires wallons que l'on trouvait, en de Âbut de pe Â riode, la plus grande proportion de prestations supe Ârieures a Á 40 heures ou tre Ás variables. La progression a toutefois e Âte Â nettement plus soutenue en Flandre et a Á Bruxelles ou Âriode, les proportions d'horaires supe Ârieurs a Á 40 heures Á , en fin de pe ou tre Á s variables atteignent des niveaux supe Ârieurs a Á ceux observe Â s en Wallonie. Concernant davantage les hommes que les femmes, davantage les travailleurs a Ã ge Â s que les jeunes, et concernant surtout les emplois de fonctionnaires et d'employe Â s, il y a lieu de penser que la hausse de la fre Âquence des prestations supe Â rieures a Á 40 heures ou tre Ás variables touche surtout les emplois d'encadrement. Ne peut-on voir dans cette e Âvolution un des effets pervers de la flexibilite Â quantitative souligne Â par Everaere (1999), a Á savoir le poids croissant des charges de gestion et de coordination du personnel associe Âes a Á l'expansion des emplois flexibles

72

?

3.3 La flexibiliteÂ de l'ameÂnagement du travail Une lecture du tableau 5.5, ou Â sente Â s quelques indicateurs relatifs a Á Á sont pre l'ame Â nagement du temps de travail, comple Âtera notre tour d'horizon de la flexibilite Â . Les donne Â es couvrent la pe Â riode 1992-1998. Il s'agit, d'une part d'une modalite Â particulie Áre d'horaire variable Ð le travail poste Â Ð et, d'autre part d'horaires de travail re Âpartis, au moins partiellement, sur des heures ou jours irre Â guliers de travail Ð soir, nuit, samedi et dimanche. Pour chacune des formes d'emploi conside Â re Â es, nous distinguerons les prestations habituelles des presta73

tions occasionnelles

.

Le travail poste Â concerne environ 16 % de la population en emploi, proportion en le Â ge Á re hausse au cours de la pe Âriode de re Â fe Â rence. La majorite Â des prestations sont de nature habituelle : le taux de travail poste Â habituel est le Âge Á rement supe Â rieur a Á 13,7 %, contre 2,4 % pour le travail poste Â occasionnel. C'est en Wallonie que le taux de travail poste Â est le plus important : 21 % en 1998. Le travail a Á horaire de Â cale Â concerne une partie non ne Âgligeable de la population en emploi : de 15 % environ pour le travail de nuit a Á 43 % pour le travail du samedi. On note d'importantes diffe Ârences entre re Âgions : quelle que soit la forme d'horaire de Âcale Â , la Wallonie s'e Âcarte de la moyenne nationale avec des taux sensiblement plus e Âleve Â s. 72

Dans les termes d'Everaere (1999, p. 16) : « on voit ici nettement re Âe Â merger les cou Ã ts de transaction que la

flexibilite Â de l'emploi semblait avoir dissipe Âs ». 73

Le travail poste Â est conside Â re Â habituel si l'horaire de travail de la personne s'est modifie Â plus d'une fois au

cours du mois de re Âfe Â rence. En ce qui concerne le travail le soir et la nuit, habituel signifie plus de la moitie Â des jours de travail de la pe Âriode de re Â fe Â rence et, pour le travail du samedi et du dimanche, habituel signifie au moins deux samedi/dimanche au cours du mois de re Âfe Â rence. Pour plus de de Âtail, voir EUROSTAT (1996).

111

Á se et perspectives Synthe

Tableau 5.5 La flexibiliteÂ lieÂe aÁ l'ameÂnagement du temps de travail Travail posteÂ

Travail aÁ horaire deÂcaleÂ Soir

Nuit

Samedi

Dimanche

Emploi

1998 1992 1998 1992 1998 1992 1998 1992 1998 1992 1998 Taux Habituel Belgique 13,7 (en % Occasion. 2,4 de Belgique 16,1 l'emp- Total loi) Wallonie 21 Flandre 14 Bruxelles 14,4 Part des femmes 34,2 Part des 25-44 66,3

13,1 12,6 11,7 5,2 4,9 18,8 16,9 9,6 2,2 23,3 20,2 10,2 9,6 23,7 20,6 17 15 35,9 32 15,4 14,2 42,6 38 26,6 39,9 36 18,4 47,5 43,6 30,5 33,4 30 14,1 40 34,6 24,5 40,2 32 14,6 43,9 37,8 28 31,9 34,8 33,4 25,9 24 39,7 38,9 39 67,9 63,2 63,9 64,7 66,2 62,4 63,0 62,5

8,7 13,4 22 26 20,4 21 37,6 41,1 63,9

Source : EFT. Calculs : auteur. Á la diffe A Â rence du travail poste Â , le travail a Á horaire de Âcale Â est plus fre Âquemment preste Â sur base occasionnelle qu'habituelle. Au cours de la pe Âriode 1992-1998, le travail a Á horaire de Âcale Â est en hausse en Belgique. Cette hausse concerne toutes les formes de travail a Á horaire de Âcale Â, mais principalement le travail du samedi, du dimanche et le travail en soire Âe. La progression du travail a Á horaire de Â cale Â est supe Â rieure a Á la moyenne nationale en Wallonie, mais plus encore en re Âgion bruxelloise, ou Á l'on observe la plus forte augmentation de la fre Âquence du travail en soire Âe, du samedi et du dimanche entre 1992 et 1998. Notons enfin que le travail poste Â et le travail a Á horaire de Â cale Â concernent davantage les hommes que les femmes. La part des femmes augmente toutefois et tend a Á se rapprocher de leur part dans l'emploi. Enfin, ces deux formes d'emploi semblent re Â parties entre classes d'a Ãge de la me Ã me fac Ë on que l'emploi total.

4. SYNTHEÁSE ET PERSPECTIVES « Multidimensionnel » et « ge Âne Â ral » sont les deux adjectifs qui semblent le plus approprie Â s pour qualifier le de Âveloppement de la flexibilite Â du travail en Belgique au cours de la pe Âriode 1988-1998. Le caracte Áre multidimensionnel se re Â fe Á re a Á la diversite Â des aspects de la relation de travail concerne Âs par l'expansion de la flexibilite Â : du contrat de travail a Á la dure Â e individuelle du travail et a Á l'ame Â nagement du temps de travail, l'e Âvolution qui les caracte Ârise participe au me Ã me mouvement de diffusion de la flexibilite Â du travail.

112


Le caracte Á re ge Â ne Â ral est quant a Á lui lie Â a Á l'observation que la flexibilite Â atteint de plus en plus de travailleurs. Si, il y a une quinzaine d'anne Âes, les formes d'emploi flexibles semblaient se cantonner a Á certains groupes spe Âcifiques Ð par exemple les jeunes et les femmes, il n'en est plus de me Ãme aujourd'hui, ou Á la diversite Â accrue des formes de flexibilite Â s'accompagne d'une extension de la flexibilite Â a Á d'autres groupes de travailleurs. Ainsi des hommes qui connaissent une croissance du taux de travail a Á temps partiel supe Ârieure a Á celle des femmes ; ainsi des travailleurs de 25-34 ans, dont la part dans l'emploi temporaire ne cesse d'augmenter et de Âpasse largement celle des travailleurs plus jeunes, plus vise Âs pourtant par les contrats temporaires en regard d'une justification de plus en plus souvent avance Âe pour le de Â veloppement de ce type de contrat, a Á savoir la re Âduction de l'asyme Â trie d'information a Á l'embauche ; ainsi des travailleurs plus a Ãge Â s, que l'on peut penser be Âne Â ficier de contrats de travail stables, mais dont une partie croissante voit l'horaire de travail s'allonger au-dela Á de la « normale ». Cette diffusion e Âlargie des formes d'emplois flexibles nous invite a Á reconside Â rer la perception de la flexibilite Â. D'un co Ã te Â , les liens entre flexibilite Â et pre Â carite Â semblent se distendre : l'instabilite Â de la relation d'emploi reste un facteur de Âterminant de la pre Âcarite Â , mais n'est qu'un facteur parmi d'autres de la flexibilite Â . D'un autre co Ã te Â , la question de la qualite Â de l'emploi reste entie Áre et devient me Ã me plus complexe. La dichotomie entre « bons » emplois garantissant la stabilite Â de la relation de travail et du revenu et emplois « flexibles » associant instabilite Â du contrat et du revenu s'estompe au profit d'une segmentation plus complexe et plus floue. Pour appre Âcier la qualite Â d'un emploi, il faut prendre en conside Â ration l'ensemble des caracte Âristiques de l'emploi : type de contrat, dure Âe du travail et ame Ânagement du temps de travail

74

. Si le risque d'une alte Âration de la

qualite Â de l'emploi semble toucher de plus en plus de travailleurs, l'ampleur de la perte e Â ventuelle de qualite Â n'est pas la me Ã me pour tous. Des corre Â lations semblent exister entre certains crite Áres, par exemple entre temps partiel et horaires ou re Â gimes de travail irre Âguliers (Galtier, 1998), entraõÃnant pour certains un cumul des de Â savantages lie Âs a Á la flexibilite Â . On ne peut sous-estimer le risque d'accroissement des ine Âgalite Â s lie Â es a Á l'emploi et il convient d'apporter davantage d'attention a Á cet aspect lors de l'e Âvaluation de la flexibilite Â du marche Â du travail. Ce constat ouvre la voie a Á de nombreuses questions dont deux retiendront notre attention dans les lignes qui suivent : la mise en úuvre de la formation continue en entreprise et l'opportunite Â d'une diminution de la dure Âe le Â gale du travail. Face a Á l'impe Â ratif d'un renforcement de leur capacite Â d'adaptation a Á leur environnement, les entreprises doivent devenir plus flexibles. Le recours a Á la flexibilite Â quantitative n'est cependant pas la seule voie : a Á la flexibilite Â 74

L'aspect salarial, non conside Â re Â dans cette e Âtude, devrait e Âgalement e Ãtre pris en compte.

Á se et perspectives Synthe

113

quantitative, on peut pre Âfe Â rer la flexibilite Â qualitative. Le choix entre les deux est une question d'horizon temporel : la flexibilite Â quantitative privile Â gie le court terme, la flexibilite Â qualitative, le long terme. Alors que la flexibilite Â quantitative se construit sur le morcellement de la dure Âe du travail, la flexibilite Â qualitative se construit sur la stabilite Â de la relation de travail, stabilite Â indispensable, comme le

creÂer les conditions d'une confiance mutuelle, d'une autonomie, d'une implication dans le travail, d'un apprentissage, ainsi que la constitution lente et progressive de la compeÂtence individuelle et collective. souligne Everaere (1999), pour

La formation continue, inscrite dans la pratique de flexibilite Â qualitative, est au contraire de Âcourage Âe par la flexibilite Â quantitative. Tant les arguments the Â oriques que les constats issus de travaux empiriques

75

montrent que les inves-

tissements en formation se construisent davantage sur la base de relations de long terme entre l'entreprise et le travailleur. On peut penser que la dure Âe du travail influence e Â galement la formation en entreprise : Galtier (1998) montre que les travailleurs a Á temps partiel subissent un handicap en ce qui concerne la formation et que l'acce Ás a Á la formation est d'autant plus rare que le temps partiel est plus court. L'acce Ás a Á la formation en entreprise est aussi une question d'ame Ânagement Á cet e du temps de travail. A Â gard, Bosch (1999) souligne le rapport inde Âtermine Â

Dans certains cas, les reÂductions du temps de travail vont de pair avec une augmentation du temps libeÂreÂ pour la formation; dans d'autres cas, en raison de leurs longs horaires de travail, les salarieÂs n'ont pas acceÁs aÁ la formation

entre temps de travail et formation :

.

Intimement lie Âe a Á l'organisation du travail, la formation continue en entreprise demande pour son de Âveloppement une restructuration des relations de travail dans un sens favorable a Á son e Â panouissement. Formation continue et organisation du travail doivent e Ãtre pense Âes et mises en úuvre conjointement. C'est cette approche que semblent encourager les instances europe Âennes en rassemblant sous le titre « Capacite Â d'adaptation » du troisie Áme pilier des « Lignes directrices pour l'emploi » des objectifs lie Âs a Á l'organisation du travail Ð les partenaires sociaux Â tats membres sont invite des E Âs a Á ne Â gocier des accords visant la modernisation de l'organisation du travail dans un souci d'e Âquilibre entre souplesse et se Âcurite Â Ð et a Á la qualification des travailleurs Ð par le de Âveloppement de la formation en entreprise et l'investissement dans les ressources humaines. En ce qui concerne la re Âduction de la dure Âe le Â gale du travail, la question de son impact sur l'emploi me Ârite d'e Ã tre reconside Â re Âe a Á la lumie Á re des observations relatives a Á l'e Â volution de la dure Âe du travail au cours des quinze dernie Áres anne Â es 75

76

.

Voir Becker (1964) pour la the Âorie de l'investissement en capital humain ; pour les travaux empiriques, voir

par exemple Goux D. et Maurin E. (1997). 76

Le lecteur inte Â resse Â trouvera dans Cahuc et Granier (1998) une revue de la litte Ârature concernant l'impact de la

re Â duction du travail sur l'emploi.

114


Depuis 1983, la proportion de travailleurs prestant une dure Âe de travail correspondant au temps plein Ð soit entre 37 et 40 heures de travail par semaine Ð ne cesse de diminuer, pour atteindre, en 1998, 55 % Ð soit 36 % dans la tranche 37-38 heures et 19 % dans la tranche 39-40 heures. En termes d'heures de travail libe Âre Â es, la marge de manúuvre est donc de plus en plus limite Â e. En termes de cre Âation d'emplois, la marge de manúuvre est plus limite Â e encore : en effet, la relation entre le nombre d'heures libe Âre Â es et le nombre de postes de travail supple Âmentaires ne se re Âduit pas a Á une identite Â comptable. D'une part, il faut tenir compte de l'he Âte Â roge Â ne Â ite Â de la main-d'úuvre et de Á la re Â serve de main-d'úuvre, qui peuvent limiter les possibilite Âs de substitution. A cet e Â gard, une re Â serve insuffisante de demandeurs d'emplois qualifie Âs pourrait se traduire, selon Bosch (1999), par une multiplication des heures supple Âmentaires. On e Â voque souvent e Âgalement la difficile compression de la dure Âe de travail des cadres

77

. On peut d'ailleurs se demander si certaines e Âvolutions actuelles telles

que l'allongement de la dure Âe hebdomadaire de travail pour certaines cate Âgories de travailleurs et l'augmentation des heures supple Âmentaires ne sont pas la manifestation de tensions sur le marche Â du travail, tensions que renforcerait une re Â duction de la dure Â e le Â gale du travail. Ensuite, une partie des heures libe Âre Â es seraient redistribue Âes entre des travailleurs occupant des emplois a Á temps partiels, en particulier ceux qui prestent a Á temps partiel parce qu'ils n'ont pas trouve Â d'emploi a Á temps plein

78

. Cette

solution pourrait e Ãtre privile Â gie Â e par les employeurs, en raison notamment des cou Âs a Á l'embauche de nouveaux travailleurs. Ã ts fixes lie Enfin, si la re Â duction de la dure Â e le Â gale de travail s'accompagne d'une hausse compensatrice du salaire horaire, les entreprises rechercheront des gains de productivite Â , ce qui limitera d'autant l'impact positif sur l'emploi.

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repre Â sente 26 % des travailleurs a Á temps partiel en Belgique et 37 % en Wallonie.

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115

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Rapport annuel 1999

.

, 131

CHAPITRE

6 Â Â FLEXIBILITE VS RIGIDITE :

L'ESPAGNE A-T-ELLE

LE PIRE DES DEUX MONDES ?

79

Gilles SAINT-PAUL

UniversiteÂ de Toulouse I, CEPR et IZA

79

Je remercie Alfonso Rosolia pour son assistance de recherche ainsi que la Direction de la Pre Âvision, Ministe Á re

des Finances, Paris. Je remercie e Âgalement la fondation BBV pour son soutien financier.

118

Â vs rigidite Â : l'Espagne a-t-elle le pire des deux mondes ? Flexibilite

REÂSUMEÂ Dans ce chapitre, nous eÂtudions la structure des flux du marcheÂ du travail en Espagne et les comparons avec ceux de la France et des EÂtats-Unis. Nous caracteÂrisons un certain nombre de reÂgulariteÂs empiriques et de faits styliseÂs. Un des reÂsultats frappant est que le taux d'embauche est leÂgeÁrement supeÂrieur en France, tandis que le taux de licenciement est beaucoup plus eÂleveÂ, mettant l'Espagne aÁ mi-chemin entre la France et les EU. Cela suggeÁre que bien que l'Espagne ait supporteÂ totalement le couÃt de ses reÂformes du marcheÂ du travail en termes de preÂcariteÂ de l'emploi, les beÂneÂfices en termes de creÂation d'emplois ont eÂteÂ assez modestes. Nous avancËons l'hypotheÁse que cela a eÂteÂ duÃ aÁ l'imparfaite creÂdibiliteÂ de la reÂforme, ce qui laisse espeÂrer un renversement de la situation.

1. INTRODUCTION Parmi les pays europe Â ens caracte Â rise Âs par des marche Â s du travail rigides, l'Espagne se distingue par un certain nombre de spe Âcificite Â s. Premie Á rement, sur les 25 dernie Áres anne Â es son taux de cho Ã mage a pratiquement e Âte Â le plus e Â leve Â d'Europe, oscillant entre 15 % et un consternant 25 %. Deuxie Ámement, il apparaõÃt qu'elle posse Á de les institutions les plus rigides, notamment en ce qui concerne la structure des ne Â gociations collectives et la le Âgislation de la protection du travail

80

.

Elle diffe Áre cependant des autres pays europe Âens par une libe Âralisation plus pousse Â e de la re Â glementation de la protection du travail. Cette libe Âralisation de la part du gouvernement survenue en 1984, au lieu de re Âduire les cou Ã ts des licenciements en ge Â ne Â ral, ce qui aurait e Âte Â politiquement irre Âalisable, a facilite Â 81 Á la suite de cette re .A Â forme, on a

l'utilisation des contrats de travail temporaires

assiste Â a Á un boom de l'emploi, ou Âsente Â presque Á les contrats temporaires ont repre 95 % parmi les nouvelles recrues, pour atteindre rapidement 30 % de l'emploi total. Cependant, lors de la re Âcession qui a suivi au de Âbut des anne Âes quatre-vingtdix, l'emploi a rapidement chute Â puisque les entreprises avaient la possibilite Â de se se Â parer aise Â ment de leurs employe Âs temporaires. En de Â finitive, il n'est pas empiriquement de Âmontre Â qu'une telle re Â forme a re Â duit le cho Ã mage. Cela ne signifie pas, cependant, que la re Âforme n'a pas affecte Â la structure du marche Â du travail. Il est raisonnable d'avancer qu'elle a augmente Â la rotation de la main-d'úuvre, me Ãme en l'absence d'un effet positif sur le stock agre Âge Â de cho Ã meurs, ce qui peut e Ãtre conside Â re Â comme be Â ne Âfique puisque la dure Âe du cho Ã mage est re Â duite. 80 81

et al. et al.

Voir Blanchard Voir Segura

(1995).

(1991), Bentolila et Saint-Paul (1992), Bentolila et Dolado (1994), Jimeno et Toharia (1991)

pour un expose Â de cet e Â pisode.

Introduction

119

Pour mieux cerner les effets de la re Âforme, ou plus ge Âne Â ralement les spe Â cificite Â s du marche Â du travail espagnol par rapport a Á ceux des autres pays europe Â ens, ce chapitre compare les niveaux du cho Ã mage et les taux de transition par niveau d'e Â ducation, sexe, et tranches d'a Ãge pour l'Espagne, la France et les Â tats-Unis (EU). Nous conside E Â rons la France comme un pays europe Âen de re Âfe Ârence, mais ou Â forme a e Â te Â beaucoup plus timide, tandis que les EU sche ÂmaÁ la re tisent le cas d'un marche Â du travail concurrentiel. Une e Âtude pre Â ce Â dente de Cohen

et al.

(1997) a montre Â des taux de cho Ã mage

assez similaires par structure, attribuant une partie importante du diffe Ârentiel de cho Ã mage entre la France et les EU a Á un effet de composition (une proportion plus e Â leve Â e des e Â le Á ves ame Âricains sont diplo Ã me Â s du secondaire). Ils ont aussi montre Â que malgre Â la similarite Â de ces taux de cho Ã mage, le marche Â du travail franc Ëais a fonctionne Â assez diffe Â remment de celui des EU, puisque la sortie du cho Ã mage e Â tait plus faible en France, et par conse Âquent la dure Âe du cho Ã mage e Â tait beaucoup plus longue. La similitude des taux de cho Ã mage provient du fait que le taux de licenciement e Âtait e Âgalement beaucoup plus faible en France qu'aux EU, vraisemblablement a Á cause de la rigidite Â de la le Â gislation de la protection du travail et/ou a Á cause d'une aversion culturelle aux licenciements. Nous examinons les me Ãmes variables que Cohen

et al.

, en utilisant une

de Â composition de la population en trois a Ãges, deux sexes et quatre niveaux d'e Â ducation. Ensuite, nous rapportons syste Âmatiquement leurs re Âsultats afin de faciliter la comparaison. Enfin, nous examinons certaines caracte Âristiques plus profondes du marche Â du travail espagnol tels que la de Âpendance de dure Âe et la 82

re Â currence du cho Ã mage

.

Les principales lec Ëons de l'e Â tude sont les suivantes : La premie Á re, et la plus importante, est que l'importance du diffe Ârentiel du cho Ã mage entre la France et l'Espagne s'explique surtout par un taux de licenciement plus e Â leve Â en Espagne relativement a Á la France que par un plus faible taux d'embauche. Certes, ce dernier est e Âgalement plus e Âleve Â en Espagne, mais seulement le Âge Á rement, tandis que le taux de licenciement est substantiellement plus e Â leve Â , mettant l'Espagne a Á mi-chemin entre la France et les EU. Cela sugge Áre que l'Espagne a le « pire des deux mondes », a Á savoir un taux de cre Âation d'emplois comparable a Á celui d'une « e Âconomie rigide » et un taux de destruction d'emplois similaire a Á celui d'une « e Âconomie flexible ». Par conse Âquent, tandis que les employeurs tirent parti de la marge de flexibilite Â qu'autorisent les contrats temporaires lorsqu'ils licencient, au moment de l'embauche ils ne conside Árent pas que la disponibilite Â de ces derniers re Â duit conside Â rablement les cou Ã ts du travail. Suivant un argument de Âveloppe Â par Bertola et Ichino (1996), on peut penser 82

Nos re Âsultats sont approximativement analogues a ceux d'autres e Âtudes espagnoles sur les flux, tels que Garcia

Perez (1997) et Garcia-Fontes et Hopenhayn (1993).

120


que c'est du Âdibilite Â de la re Âforme. En effet, les entreprises Ã au manque de cre n'e Â taient pas convaincues du fait que la re Âforme ne serait pas modifie Âe par un renforcement discre Âtionnaire des conditions d'utilisation des contrats temporaires. De ce fait, elles ont e Âte Â prudentes quant aux embauches, craignant que le renforcement des restrictions sur les licenciements ne survienne entre le moment d'embaucher et le moment ou Âparer de leurs travailleurs. Á elles souhaiteraient se se Quand les cou Ã ts de licenciement sont faibles, le pouvoir de licenciement s'en trouve renforce Â , c'est l'anticipation de ces faibles cou Ã ts dans le futur qui augmente les embauches. L'impact de la re Âduction des cou Ã ts de licenciement est d'autant plus faible sur les embauches que les entreprises sont moins su Â forme Ã res que la re ne sera pas modifie Â e. Ainsi, pour qu'une re Âduction de la protection de l'emploi puisse augmenter les embauches, il est fondamental que la re Âforme soit cre Âdible. La deuxie Á me est que les jeunes souffrent plus du cho Ã mage relativement aux adultes, aussi bien en Espagne qu'en France par rapport aux EU (ou Á il est vrai e Â galement qu'ils souffrent plus que les autres cate Âgories). Il est souvent admis que c'est a Á cause de rigidite Â s telles que le salaire minimum qui rend trop cou Ã teux pour les employeurs d'embaucher des jeunes. Nos donne Âes sur les flux sugge Árent que cette interpre Â tation est fausse. En fait, dans les trois pays, une jeune personne au cho Ã mage a plus de chance de trouver un travail qu'un adulte. Leur plus grand taux de cho Ã mage ne s'explique donc pas par un taux de sortie du cho Ã mage plus faible, mais pluto Ã t par un taux d'entre Âe plus e Â leve Â , du Á la fois a Á ceux qui terminent leurs Ã a e Â tudes et a Á la plus grande pre Âcarite Â de leurs emplois. Ce re Âsultat te Â moigne qu'en France comme en Espagne, ce sont les jeunes qui sont les plus flexibles. La troisie Á me est que nous de Âcelons une

deÂpendance temporelle

dans les

transitions du marche Â du travail. Cela signifie qu'un cho Ã meur aujourd'hui, a plus de chance de le rester dans un an que ne le sugge Áre son taux mensuel de sortie de cho Ã mage. Cette caracte Â ristique peut e Ãtre due soit a Á la

i.e.

deÂpendance dans la dureÂe

,

que le taux de sortie du cho Ã mage diminue avec le temps passe Â au cho Ã mage, soit

a Á la

reÂcurrence du choÃmage i.e.

un taux de licenciement plus e Âleve Â dans un

prochain emploi que si la personne n'e Âtait pas passe Â e par une pe Â riode de cho Ã mage. Si, de me Ã me que dans la litte Â rature actuelle, il apparaõÃt que le taux de sortie du cho Ã mage de Â croõÃt avec sa dure Âe, nous trouvons e Âgalement un phe Ânome Á ne de re Â currence, bien que peu prononce Â. Cela sugge Á re que les contrats temporaires n'ont pas re Â percute Â le cou Â sur un sous-ensemble d'individus qui se Ã t de la mobilite 83

de Â placeraient fre Âquemment entre l'emploi et le cho Ã mage

. Sinon, on aurait pro-

bablement observe Â un plus fort phe Â nome Á ne de cho Ã mage re Â current. Enfin, les faits montrent que les cho Ã meurs ont deux fois moins de chance de trouver un emploi par rapport aux employe Âs qui cherchent un autre emploi. Nous expliquons cela par le fait que les employeurs pre Âfe Á rent employer les candidats 83

Ceci est quelque peu en de Âsaccord avec la conclusion souligne Âe par Alba-Ramirez (1997).

La composition de la force de travail

121

qui ont de Âja Á un travail. Selon Kugler et Saint-Paul (2000), cette discrimination contre les cho Ã meurs est due a Á la le Âgislation de la protection du travail ; elle explique pourquoi la mobilite Â d'un travail a Á un autre repre Â sente une plus grande fraction des mouvements sur le marche Â du travail en Europe relativement aux EU ; elle sugge Á re aussi qu'un assouplissement de la le Âgislation de la protection du travail re Â duirait la discrimination des employeurs envers les cho Ã meurs.

2. LA COMPOSITION DE LA FORCE DE TRAVAIL Suivant Cohen

et al.

, nous commenc Ë ons par examiner la composition de la

population active a Á travers des caracte Âristiques de Âfinies par l'a Ãge, le sexe et l'e Â ducation. Ici, nous rapportons la composition de la population active selon trois niveaux d'e Âducation, qui correspondent respectivement au primaire, au secondaire et au supe Ârieur. Lorsque nous e Âvoquerons le cas de l'Espagne seule, nous distinguerons la formation ge Âne Â rale de la formation professionnelle, en ce qui concerne le secondaire. Cependant, pour faciliter les comparaisons avec la France et les EU, il est pre Âfe Â rable de s'en tenir aux trois cate Âgories pre Â alablement distingue Â es. L'e Â tude de Cohen

et al.

pourrait expliquer, par un effet de composition, une

grande partie du diffe Â rentiel du cho Ã mage entre la France et les EU. Par exemple, concernant les hommes et pour la tranche d'a Ãge interme Â diaire, la totalite Â du diffe Â rentiel du cho Ã mage est explique Âe par le fait qu'en moyenne les travailleurs franc Ë ais sont moins e Âduque Â s que leurs homologues ame Âricains. La me Ãme explication e Â tait valable dans le cas des femmes si on s'inte Âresse aux taux d'emploi pluto Ãt qu'au taux de cho Ã mage. En Espagne, ou Ã mage est presque deux fois Á le taux de cho plus e Â leve Â qu'en France, il n'est pas possible d'expliquer le niveau e Âleve Â du cho Ã mage par un simple effet de composition. Cependant, ce dernier est pre Âsent puisque la composition de la force de travail est diffe Ârente. Comme le montre le tableau 6.1 et comme on pouvait s'y attendre, l'Espagne s'ave Á re avoir la population active la moins e Âduque Â e des trois pays. Cependant, pour la ge Â ne Â ration la plus re Âcente, l'Espagne semble e Ãtre assez loin devant la France et les EU en termes d'ame Âlioration du niveau d'e Âducation de la population au-dessus de E1 (e Âcole primaire seulement). Cela repre Âsente un effort incroyable e Â tant donne Â que la premie Á re ge Â ne Â ration, plus de 80 % de la population ne de Âpassait pas ce niveau ! On peut penser que cette ame Âlioration de la qualite Â de la population active espagnole contribuera dans l'avenir a Á une re Âduction du cho Ã mage en Espagne.

122


Tableau 6.1 La composition de la population active E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

Total 16-24 25-49 50-64

France

EU

Espagne

39,9 48,1 15,7 32,5 60,0 7,4 30,6 51,0 18,5 58,0 31,6 10,4

16,7 60,1 23,0 29,2 63,1 7,7 11,6 60,6 27,7 22,8 55,4 21,7

45,1 45,0 9,9 11,1 83,0 6,1 40,55 45,2 14,1 83,5 11,7 5,2

3. TAUX DE CHOÃMAGE Nous allons nous inte Âresser a Á pre Â sent a Á une comparaison des taux de cho Ã mage selon les groupes et les pays. Le tableau 6.2 pre Âsente les taux de cho Ã mage des hommes par cate Âgories et le tableau 6.3 retrace les me Ãmes taux mais pour les femmes. Les similarite Â s des taux de cho Ã mage franc Ë ais et ame Â ricains concernant la tranche d'a Ã ge interme Â diaire ne tiennent plus e Âvidemment lorsque l'Espagne est

Tableau 6.2 Les taux de choÃmage des hommes par cateÂgoriesa

16-24 25-49 50-64

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

France

EU

Espagne

27,8 14,3 8,0 10,8 5,2 2,6 11,1 6,0 4,0

17,4 8,4 3,3 10,8 5,0 2,4 6,6 3,2 1,9

44,2 36,0 52,7 18,7 15,4 11,1 13,5 9,1 2,6

a Source : Cohen et al. (1997) pour la France et les EU et nos propres calculs, aÁ partir de EPA, pour l'Espagne.

Les anneÂes eÂtaient 1989 pour les EU, 1990 pour la France et 1994 pour l'Espagne, qui ont des taux de croissance eÂgaux d'environ 2,5 %.

Ã mage Taux de cho

123

Tableau 6.3 Les taux de choÃmage des femmes par cateÂgories E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

16-24 25-49 50-64

France

EU

Espagne

39,6 23,1 7,5 16,7 10,0 4,6 14,3 10,1 2,9

16,4 8,4 2,4 10,4 4,4 2,2 4,0 2,6 1,1

53,0 48,8 60,5 30,8 32,8 20,4 14,9 17,4 2,2

prise en conside Â ration, puisqu'elle a un taux de cho Ã mage quasiment deux fois plus e Â leve Â que celui de la France. Ne Âanmoins, la proprie Â te Â selon laquelle les jeunes sont les plus le Âse Â s reste vraie pour l'Espagne comme pour la France. Mais l'effet de composition explique certainement une faible fraction du cho Ã mage en Espagne, contrairement au cas ou Á la comparaison porte sur la France et les EU. Toutefois, le diffe Â rentiel de cho Ã mage entre les plus e Âduque Â s et les moins e Âduque Â s pour la tranche d'a Ãge interme Âdiaire est de 7 % pour les hommes et de 10 % pour les femmes. L'ame Âlioration rapide de la qualite Â de la population active espagnole, souligne Â e dans la section pre Âce Â dente, re Âduira le cho Ã mage d'un montant substantiel. Bien que l'effet net de Âpende particulie Á rement des e Â lasticite Â s de substitution entre les groupes ainsi que des modalite Âs de formation des salaires, une estimation raisonnable est probablement situe Âe entre 2 et 5 points de pourcentage. Il est e Â galement vrai que les femmes ont un taux de cho Ã mage plus e Â leve Â que les hommes aussi bien en France qu'en Espagne, mais pas aux EU. Diffe Ârentes hypothe Á ses peuvent e Ãtre formule Â es pour expliquer une telle diffe Ârence Ð de la pure discrimination a Á la discrimination statistique en passant par l'existence ou non de plus grandes incitations pour les femmes a Á s'enregistrer comme cho Ã meuses pluto Ã t que comme inactives. Cette dernie Áre explication est d'autant plus pertinente que Cohen

et al.

avaient trouve Â des taux d'emploi assez similaires entre les

femmes ame Âricaines et franc Ëaises. Le tableau 6.4 pre Âsente le

gradient d'aÃge i.e. Ð

le taux de cho Ã mage relatif

des jeunes par rapport au groupe des personnes d'a Ãge interme Â diaire Ð pour chaque groupe e Âducatif. Ce taux est particulie Á rement constant par rapport aux diffe Â rentes cate Âgories lorsqu'il est calcule Â comme une proportion ; sa valeur est la plus e Â leve Â e en France et la plus faible aux EU, avec une valeur interme Âdiaire pour l'Espagne. Dans le tableau 6.5, nous re Âalisons un exercice similaire en examinant le taux de cho Ã mage relatif de la cate Âgorie la moins e Âduque Â e. Notre re Â fe Â rence n'est

124


Tableau 6.4 Gradient d'aÃge DiffeÂrence absolue E1 E2 E3

Ratio

F

EU

E

F

EU

E

17,0 9,0 4,7

6,6 3,4 0,9

25,5 20,6 41,6

2,6 2,7 2,4

1,6 1,7 1,4

2,4 2,3 4,7

Tableau 6.5 Gradient d'eÂducation DiffeÂrence absolue 16-24 25-49 50-64

Ratio

F

EU

E

F

EU

E

13,5 5,5 5,1

8,9 5,8 3,4

8,2 3,3 4,4

1,9 2,0 1,8

2,1 2,1 2,1

1,2 1,2 1,5

pas la cate Âgorie la plus e Âduque Â e mais la suivante, e Âtant donne Â que des phe Â nome Á nes spe Â cifiques peuvent modifier la situation des plus e Âduque Â s. Les ratios sont un peu plus stables que lorsqu'on envisage les diffe Ârentiels selon l'a Ã ge, mais les re Â sultats sont surprenants. Le ratio entre le cho Ã mage des qualifie Â s et des non-qualifie Â s est de pre Á s de 2 en France et aux EU, et juste de 1,21,3 pour l'Espagne. Ainsi, tandis qu'en Europe ce sont les jeunes qui sont les plus touche Â s par le cho Ã mage relativement aux autres groupes, aux EU ce sont les moins e Â duque Â s. Cela peut e Ãtre attribue Âa Á deux facteurs. Le premier est que la technologie en Europe est moins biaise Âe en faveur de la qualification, et une faible qualification est moins handicapante lorsqu'il y a des individus plus inexpe Ârimente Âs autour. Le second est que la re Âforme a Á deux e Â tages du marche Â du travail en Europe a concentre Â le cou Â sur les nouveaux entrants, surtout les jeunes Ã t de la flexibilite mais aussi les femmes. Ce qui est confirme Â par les tableaux suivants qui analysent les flux du marche Â du travail.

4. LES FLUX Nous comparons maintenant les flux des travailleurs a Á travers les trois pays. Cohen

et al.

rapportent les flux mensuels tandis que nos donne Âes ne nous per-

mettent de capter que les flux trimestriels. Pour permettre une comparaison entre les chiffres, nous pre Âsentons les flux mensuels cohe Ârents avec nos donne Â es sous

125

Les flux

l'hypothe Á se que les embauches et les licenciements suivent une loi de Poisson. Ceci est re Â alise Â par le calcul de la « racine cubique » de notre matrice de transition

P Q P

a Á 3 e Â tats. En d'autres termes, si on appelle cubique est une matrice

Q

telle que

3

la matrice de transition, la matrice

84

.

Nous commenc Ë ons (tableau 6.6) par comparer les taux d'embauche,

i.e.

les

transitions du cho Ã mage a Á l'emploi. Les taux agre Âge Â s d'embauche nous re Âve Á lent que l'Espagne est plus comparable a Á la France qu'aux EU. Le marche Â du travail pour les hommes est plus actif que son homologue franc Ëais, alors que pour les femmes, c'est le cas inverse. Dans les deux pays, le taux d'embauche pour les hommes est supe Ârieur a Á celui des femmes, tandis que la situation est inverse aux EU. Plusieurs explications peuvent e Ãtre avance Â es pour expliquer ce sche Âma (voir plus bas). Nous effectuons alors une comparaison approfondie a Á l'aide d'une de ÂcomÁ position des taux d'embauche par groupe (tableau 6.7). A la lecture de ce tableau, quelques caracte Âristiques remarquables devraient e Ãtre e Â pingle Â es. Premie Á rement, les taux mensuels d'embauche en Espagne sont similaires en ampleur a Á leurs e Â quivalents franc Ëais qui sont, loin derrie Áre les chiffres ame Â ricains.

Tableau 6.6 Les taux d'embauche agreÂgeÂs (% par mois) Hommes Femmes

France

Espagne

EÂtats-Unis

5,97 4,77

7,24 4,06

23,8 29,4

Tableau 6.7 Taux mensuels des embauches des hommes E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

16-24 25-49 50-64

84

1

de

.

ou Á

EU

Espagne

8,3 10,8 9,7 5,2 7,5 8,1 1,0 1,4 3,0

26,5 31,1 40,0 30,0 30,7 22,4 36,7 28,5 14,8

7,8 8,3 4,9 8,0 7,0 5,1 5,6 3,4 6,5

P : MFM ÿ ouÁ F est la diagonale, et calculant Q tel que 8 est une matrice diagonale dont les coefficients sont les racines cubiques des coefficients

En pratique, ceci est re Âalise Â en diagonalisant

Q M 8M ÿ F

France

1

126


Deuxie Á mement, pour la tranche d'a Ãge interme Â diaire, le taux d'embauches augmente brutalement avec l'e Âducation en France, alors qu'il diminue en Espagne. En ce qui concerne les EU, on note une tre Ás le Â ge Á re augmentation lorsqu'on passe de E1 a Á E2, puis une forte baisse lorsqu'on passe de E2 a Á E3. Ces diffe Ârences peuvent re Âsulter du fait que, dans ces deux pays, les individus sont soit plus exigeants soit plus spe Âcialise Â s. D'un autre co Ã te Â , ce qu'on observe en France peut e Ã tre le re Âsultat d'un effet de « sur-qualifications » tel que les plus e Âduque Â s sont pre Â fe Â re Â s aux moins e Âduque Â s pour n'importe quel travail. Troisie Á mement, dans les trois pays il n'y a aucune preuve que le jeune ait plus de difficulte Âs a Á trouver un travail relativement a Á des personnes plus a Ãge Â es, un point de Â ja Á discute Â dans le papier de Cohen

et al.

Cela confirme notre ide Âe initiale

qui consiste a Á expliquer l'importance du taux de cho Ã mage des jeunes par le fait qu'ils supportent le cou Â pluto Ã t qu'une quelconque re Âticence des Ã t de la flexibilite employeurs a Á les embaucher, comme le que sugge Áreraient les the Âories qui reprochent au salaire minimum d'e Ãtre a Á l'origine du cho Ã mage des jeunes. Quatrie Á mement, les travailleurs a Ãge Â s ont un le Âger de Â savantage en Espagne et aux EU alors que les donne Âes franc Ë aises sugge Á rent qu'ils sont presque exclus de la force du travail avec un taux d'embauche infe Ârieur a Á 1 % pour les moins e Â duque Â s. Ceci est cohe Â rent avec les pertes importantes de salaires mises en e Â vidence par Cohen

et al.

pour la France et Rosolia et Saint-Paul pour l'Espagne.

La question inte Â ressante est de savoir pourquoi la France traite si diffe Âremment les travailleurs a Ãge Â s de 50 a Á 64 ans. Une explication possible est l'importance de la retraite anticipe Â e et des politiques de remplacements des travailleurs a Ãge Â s par les jeunes, fonde Â es sur l'ide Âe re Â pandue a Á tort selon laquelle l'emploi total serait une grandeur fixe. Le tableau 6.8 pre Âsente les taux d'embauches des femmes. Les donne Âes espagnoles sugge Á rent que la socie Âte Â espagnole est plus « traditionnelle » que la socie Â te Â franc Ë aise ou ame Â ricaine.

Tableau 6.8 Les taux d'embauches des femmes

16-24 25-49 50-64

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

France

EU

Espagne

7,0 10,0 21,3 4,2 6,8 8,4 0,7 2,0 1,5

24,2 29,4 50,0 22,1 25,1 27,2 16,2 25,0 Ð

5,9 4,9 6,4 3,5 2,9 1,0 2,8 2,1 0,0

Les flux

127

Pour les 16-24 ans, les taux d'embauches sont comparables pour les hommes et les femmes dans les trois pays, voire plus e Âleve Â s pour les femmes les plus e Â duque Â es (deux fois plus importants en France), peut-e Ãtre parce que les hommes choisissent d'occuper des emplois plus spe Âcialise Â s. Une fois de plus, les flux espagnols concernant les jeunes sont typiquement plus faibles pour les femmes que pour les hommes (a Á l'exception du groupe le plus e Âduque Â ), tandis qu'ils sont ge Â ne Â ralement les me Ã mes pour les hommes et les femmes en France et aux EU, et plus e Â leve Â s pour les femmes des groupes les plus e Âduque Â s. Dans la tranche d'a Ãge interme Âdiaire, les taux d'embauches sont assez similaires pour les deux sexes en France et aux EU alors qu'ils sont largement infe Â rieurs pour les femmes en Espagne. Cela peut e Ãtre du Ã au fait qu'elles ne cherchent pas de travail aussi intensivement que les hommes puisqu'elles ont plus de chance d'e Ãtre des salaires d'appoint (et aussi parce que le taux de cho Ã mage des chefs de famille est relativement faible, comme le montrent beaucoup d'e Âtudes espagnoles) ; ou du fait que les employeurs pre Âfe Á rent des candidats hommes (discrimination). Les deux explications ne sont pas mutuellement exclusives. Il serait inte Â ressant de savoir si la diffe Ârence de taux d'embauche entre les jeunes femmes et celles d'a Ãge moyen est un effet de cohorte ou un effet d'a Ãge. Estce que les jeunes femmes trouvent du travail plus rapidement en Espagne que les femmes plus a Ãge Â es parce que « les temps ont change Â » ou parce l'attachement des femmes au marche Â du travail devient moins important apre Ás la naissance de leurs enfants ? Nous proce Â dons maintenant a Á l'analyse de perte d'emploi. Le tableau 6.9 pre Â sente les taux agre Âge Â s et le tableau 6.10 la de Âcomposition selon les groupes. Le papier de Cohen

et al.

n'est pas clair en ce qui concerne la pre Âsentation de la

transition de l'emploi au cho Ã mage, ou de l'emploi vers le cho Ã mage et l'inactivite Â. De plus, les concepts ne sont pas faciles a Á comparer entre les pays. Pour cette raison, et concernant l'Espagne nous de Âfinissons une bande infe Ârieure qui repre Âsente le flux de l'emploi vers le cho Ã mage et une bande supe Ârieure qui est le taux de sortie de l'emploi. Quelques e Â le Â ments inte Â ressants e Â mergent de ce tableau. Le premier est que l'Espagne, exactement comme la France, a un taux de Â tats-Unis. Ceci est clairement du licenciement bien plus faible que les E Á la Ã a

Tableau 6.9 Les taux de licenciement agreÂgeÂes France Hommes Femmes

0,50 0,83

EU 2,84 3,18

Espagne Limite infeÂrieure

Limite supeÂrieure

1,47 1,79

2,07 2,93

128


Tableau 6.10 Le taux de licenciement des hommes France

16-24 25-49 50-64

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

3,2 2,6 1,2 0,7 0,5 0,4 1,1 0,7 0,5

EU 10,8 6,6 1,3 5,4 2,0 1,3 3,6 2,6 1,5

Espagne Limite infeÂrieure

Limite supeÂrieure

5,0 3,6 3,0 1,8 1,3 0,5 0,6 0,3 0,2

6,1 5,5 10,5 2,1 1,5 0,7 1,6 1,0 0,6

rigueur de la le Âgislation sur la se Âcurite Â de l'emploi en Europe par rapport a Á la le Â gislation ame Âricaine. Le deuxie Á me est que la perte d'emploi a cependant beaucoup plus de chances de survenir en Espagne qu'en France. Autrement dit, le niveau e Âleve Â du cho Ã mage en Espagne relativement a Á celui de la France semble e Ãtre davantage lie Â a Á un taux de licenciement e Âleve Â pluto Ã t qu'a Á la faiblesse du taux d'embauche. Une explication possible de ce phe Ânome Á ne est une large utilisation par les entreprises espagnoles des contrats temporaires. Ces derniers semblent fonctionner comme s'ils accroissaient la destruction de l'emploi sans en augmenter la cre Âation. Cependant, si c'e Âtait le seul fait, cela n'expliquerait pas pourquoi le cho Ã mage e Â tait si e Â leve Â avant la libe Âralisation des contrats temporaires. Une explication possible est que la cre Âation d'emplois e Âtait tre Á s faible, et que les contrats temporaires augmentaient la cre Â ation et la destruction d'emplois dans des proportions similaires, maintenant ainsi le taux de cho Ã mage agre Âge Â globalement inchange Â. Mais alors, ceci impliquerait qu'en l'absence de contrats temporaires, les taux d'embauches seraient tre Ás infe Ârieurs a Á ceux de la France, une caracte Âristique difficile a Á interpre Â ter. Une meilleure interpre Âtation pourrait e Ãtre obtenue en examinant les flux avant la re Âforme,

i.e.

avant 1984, mais cela pre Âsente la difficulte Â

que l'enque Ã te de population active a une structure en panel uniquement depuis 1986, or la dimension panel est cruciale pour calculer des flux. Le troisie Á me est que ge Âne Â ralement, l'Espagne reproduit les caracte Âristiques des autres e Â conomies, notamment un taux de licenciements qui de ÂcroõÃt avec l'a Ã ge et l'e Â ducation (tandis que le taux d'embauche est moins sensible a Á l'e Â ducation). Notons cependant qu'aussi bien en France qu'en Espagne, le taux de licenciements des jeunes travailleurs est 3 a Á 6 fois plus grand que celui des personnes de la tranche d'a Ã ge interme Â diaire, tandis qu'aux EU il est 1 a Á 3 fois plus e Â leve Â . Ainsi, les

129

Â des taux de transition La non-stationnarite

emplois des jeunes sont plus pre Âcaires relativement a Á ceux des personnes d'a Ãge interme Â diaire qu'aux EU, confirmant notre opinion que les jeunes supportent le cou Â. Ã t de la flexibilite Enfin, les taux de licenciement des femmes sont plus e Âleve Â s que ceux des hommes dans les trois pays ; c'est en France que ce phe Ânome Á ne est le plus prononce Â.

5. LA NON-STATIONNARITEÂ DES TAUX DE TRANSITION Nos donne Â es nous permettent de calculer les taux de transition aussi bien sur une base trimestrielle qu'annuelle. On peut donc calculer la diffe Ârence entre les taux de transition annuels et leurs valeurs pre Âdites sous l'hypothe Áse que ces probabilite Â s de transition sont constantes par unite Â de temps Ð the Á se que le proce Â de Â sous-jacent est markovien.

i.e.

sous l'hypo-

Le de Â calage entre les deux taux peut provenir de plusieurs sources. Conside Â rons par exemple la sortie du cho Ã mage vers un emploi. Si nous trouvons que le taux d'embauche sur un horizon d'une anne Âe est infe Â rieur a Á ce que pre Âdit le mode Á le de Markov, cela peut signifier que les taux de sortie du cho Ã mage de Â croissent avec la dure Âe passe Â e du cho Ã mage (

deÂpendance neÂgative de dureÂe

). Mais, cela

peut e Â galement signifier que les emplois trouve Âs par des cho Ã meurs sont plus pre Â caires Ð

i.e.

, ont un taux de disparition plus e Âleve Â Ð que la moyenne de

l'e Â conomie, si bien qu'une plus grande partie d'entre eux retournera au cho Ã mage apre Á s une anne Â e. Nous appelons ce phe Ânome Á ne

la reÂcurrence du choÃmage

.

Pour deux e Â tats quelconques A et B, nous de Âfinissons l'indice de de Âpendance temporelle (IDT) du flux de A vers B par la quantite Â suivante : IDTAB

ou Á

Y

Y

1 ÿ YY

AB

Markov AB

AB

est le taux de transition entre A et B calcule Â sur une base annuelle et

Markov AB

sa valeur estime Âe sur la base de la matrice de transition trimestrielle e Âleve Âe

a Á la puissance quatre. Un indice positif implique que

Y

AB

j

j

Coef.

Std. Err.

7,9414 0,0991** ±0,0011**

0,389713 0,019241 0,000237

20,378 5,148 ±4,565

0,0000 0,0000 0,0000

0,112176 0,090609 0,082037 0,085453 0,22977

3,289 4,039 7,437 8,555 2,28

0,0010 0,0000 0,0000 0,0000 0,0230

0,109715 0,064337

±2,103 ±0,12

0,0360 0,9050

0,052522 0,053577 0,054821 0,064523 0,076538

±0,288 ±1,201 0,012 ±1,036 0,748

0,7730 0,2300 0,9910 0,3000 0,4550

0,052922 0,036118

2,456 ±0,71

0,0140 0,4780

t

P

t

Ã me (re Â f = primaire ou moins) Diplo

Dseci Dsecs Dsupc Dsupl Dmanq

0,3690** 0,3660** 0,6101** 0,7310** 0,5238*

Á re qualifiante du secondaire (re Â f = seci ou secs filie Á re ge Â ne Â rale) Filie

Qualseci Qualsecs

±0,2307* ±0,0077

Ã me du pe Á re (re Â f = primaire ou moins) Diplo

Pmanq Pseci Psecs Psnu Puniv

±0,0151 ±0,0644 0,0006 ±0,0669 0,0572

Â gional (re Â f = Wallonie) Effet re

bxls fl

0,1300** ±0,0256

** Significatif aÁ 2,5 %. * Significatif aÁ 5 %. Â GION = Wallonie). Les 2e colonnes des tableaux 8.3 et 8.4 re Â gion wallonne (RE renseignent les parame Átres estime Âs pour le logarithme du revenu mensuel net

ln Y ). Les estimations distinguent aÁ chaque fois les deux genres.

(

On retrouve tout d'abord les re Âsultats usuels des e Âquations de revenus. On note ainsi que la qualite Â de l'ajustement (

R

2

ajuste Â ) est proche de la valeur obtenue

par Mincer lui-me Ã me. L'ajustement est meilleur pour les hommes (26 %) que les femmes (20 %) ce qui refle Áte e Âgalement la tendance habituelle des hommes a Á avoir un comportement plus homoge Áne sur le marche Â du travail. En termes de coefficients maintenant, on commencera par dire qu'ils apparaissent tous significatifs a Á l'exception de ceux correspondant aux diffe Ârents diplo Ã mes de Â tenus par les pe Áres des sujets interroge Âs. En d'autres termes, le niveau

159

Â ducatif en Belgique Taux de rendement interne de l'investissement e

de formation de la ge Âne Â ration pre Â ce Â dente Ð toutes choses e Âgales par ailleurs

101

Ð

semble sans incidence sur le niveau des salaires. Le rendement d'une anne Âe supple Â mentaire (AGE) est d'environ 10 % sans diffe Â rence forte entre hommes et femmes. La relation a Á l'a Ã ge est donc positive mais d'intensite Â de Â croissante ( res nets en fin de carrie Áre. Le

niveau

i.e.

concave) sugge Ârant un fle Â chissement des salai-

d'e Â tude (DIPL) apparaõÃt lui e Â galement fortement significatif. On

notera dans le tableau 2 qu'un homme diplo Ã me Â du secondaire infe Â rieur (DSECI) gagne, en net, 10 % de plus qu'un homme diplo Ã me Â du primaire. Mais ce chiffre n'est pas significatif d'un point de vue statistique. La prime salariale pour les femmes (tableau 3) a Á ce niveau de formation apparaõÃt, elle, plus importante et significative (37 %). La prime salariale est de 36 % pour un diplo Ã me Â masculin du supe Â rieur non universitaire court (DSUPC) toujours par rapport a Á un diplo Ã me Â du primaire. Le chiffre est de 61 % pour les femmes. La prime salariale de l'homme ayant un diplo Ã me du supe Ârieur long (DSUPL) est de 57 % ; elle est de 73 % pour les femmes. On notera au passage que le fait de de Âtenir un diplo Ã me secondaire qualifiant est synonyme de salaire moindre (relativement a Á un diplo Ã me de la filie Á re ge Â ne Ârale). Pour les femmes la chose se manifeste au niveau secondaire infe Ârieur (QUALSECI) a Á raison de ±23 %. Pour les hommes la pe Ânalite Â se marque au niveau du secondaire supe Ârieur (QUALSECS) a Á hauteur de ±10 %. On notera plus globalement que les primes salariales sont plus e Âleve Â es pour les femmes, en raison sans doute du niveau relativement faible du revenu des femmes peu qualifie Âes. On notera e Â galement en final de le Âgers diffe Â rentiels selon les re Âgions, avec une prime salariale de 6 % pour les hommes en Flandre, et de 13 % pour les femmes a Á Bruxelles, et ce relativement a Á la situation des uns et des autres en Wallonie.

3. TAUX DE RENDEMENT INTERNE DE L'INVESTISSEMENT EÂDUCATIF EN BELGIQUE

Les chiffres qui pre Â ce Á dent donnent une premie Áre ide Â e de l'existence de be Â ne Â fices salariaux et fiscaux syste Âmatiquement corre Âle Âs a Á l'e Â le Â vation du niveau d'e Âducation. Stricto sensu, la notion de rendement doit cependant inte Âgrer la question des

couÃts

directs et indirects de l'e Âducation. Pour y parvenir, nous

proposons d'utiliser l'expression du taux de rendement interne 101

r

de Â fini par la

C'est-a Á -dire, bien entendu, sous contro Ã le du niveau de formation de la ge Âne Â ration pre Â sente, de son a Ãge/

expe Â rience, genre...

160

Â du capital humain en Belgique et dans ses re Â gions La rentabilite

formule suivante :

ti i C y X i i;

yi ; ÿ yi; 2 ti 1 r ti 1 r avec ti l'a Ã ge de de Â but des e Â tudes de niveau i (i 1 secondaire infe Â rieur ou moins, i 2 secondaire supeÂrieur ; i 3 supeÂrieur non universitaire ou universitaire) ; Ci T X

1

1

1

les de Â penses directes d'e Âducation et un niveau d'e Â ducation

i

yi;

a Á la pe Â riode

le niveau de revenu

102

d'un individu ayant

; T l'aÃge leÂgal de la retraite, et r le taux de

rendement interne de l'investissement e Âducatif (TRI ci-apre Á s). En fait les revenus

yi;

ne correspondent pas a Á des donne Â es de panel, mais

bien aux seules donne Âes observe Â es en 1995. Il y a donc a Á la base des calculs effectue Â s ici une hypothe Á se forte sur la stabilite Â de la distribution relative des revenus (entre cate Â gories de diplo Ã me Â s) observe Â e cette anne Â e la Á . On suppose en effet que le revenu observe Â aujourd'hui pour un adulte de 50 ans ayant un certain diplo Ã me est repre Â sentatif du revenu que peut escompter un jeune de 20 ans, sortant du syste Á me e Â ducatif avec le me Ãme niveau de formation, a Á horizon de 30 ans. Pre Â cisons encore a Á propos de la distribution de revenus utilise Âe ici qu'elle est fortement « lisse Âe » e Â tant donne Â e que le calcul du revenu se fait par grande classe d'a Ã ge.

103

S'agissant d'estimer le taux de rendement prive Â, les donne Â es pertinentes correspondent aux revenus nets (

yi;

Ci

revenus nets). Les cou Âs ( Ã ts directs prive

)

sont estime Â s ici a Á 20 000 BEF par anne Âe d'e Â tude secondaire et 125 000 BEF par anne Â e d'e Â tude supe Â rieure. La dure Â e des e Âtudes est fixe Âe a Á 3 ans pour le secondaire supe Â rieur, a Á 3 ans pour le supe Ârieur non universitaire, et 4 anne Âes pour l'universitaire. Notons toutefois que Ð redoublement et tendance a Á l'allongement des e Â tudes

104

obligent Ð ces valeurs correspondent a Á des minima. Les rendements

estime Â s ici doivent donc e Ãtre conside Â re Â s comme des bornes supe Ârieures. Le taux de rendement fiscal est quant a Á lui estime Â en utilisant les rentre Âes fiscales lie Âes a Á un niveau e Â ducatif. On a en fait

yi; ou Á

revenus bruts

2 1 ÿ revenus nets

repreÂsente le taux de contribution patronale aÁ la seÂcuriteÂ sociale. On suppose est eÂgal aÁ 32,35 %. Les couÃts publics directs (Ci ) sont estimeÂs aÁ partir

ici que

105

du cou Â e d'e Â tude. Les chiffres retenus ici sont de Ã t public moyen par anne 102 103

Il s'agit bien ici et par la suite du revenu « empirique » et non celui pre Âdit par l'e Â quation de Mincer. Ce choix tient uniquement au trop faible nombre d'observations dont nous disposons pour assurer une

repre Â sentativite Â du revenu par anne Âe d'a Ã ge. 104 105

Par exemple dans le supe Ârieur universitaire ou non universitaire. En 1996, le taux de la cotisation patronale a Á la Se Â curite Â Sociale e Âtait de 32,35 % pour les travailleurs salarie Âs.


161

227 627 BEF pour une anne Âe du secondaire supe Â rieur, de 238 396 BEF pour une anne Â e du supe Â rieur non universitaire et de 338 396 BEF pour l'universitaire.

106

3.1 PreÂsentation geÂneÂrale des reÂsultats Dans le tableau 8.5 sont repris les diffe Ârents rendements du capital humain, en distinguant le genre, le niveau d'e Âducation et le type de rendement. Le rendement du secondaire supe Ârieur est calcule Â par rapport au secondaire infe Ârieur, tandis que les rendements des e Âtudes post-secondaires sont calcule Âs par rapport au secondaire supe Ârieur. Variable selon les diplo Ã mes conside Â re Â s, le taux de rendement obtenu se situe souvent au-dessus des 10 % l'an, soit un niveau : 1.

largement comparable a Á celui observe Â pour d'autres formes Ð plus conventionnelles Ð d'investissement ;

2.

susceptible de persuader les jeunes de l'inte Âre Ã t de se former. On remarque que le rendement du capital humain est plus e Âleve Â pour les

femmes que pour les hommes, et ceci tant du point de vue prive Â que fiscal. La structure des rendements est inte Âressante mais une mise en garde s'impose : les re Â sultats relatifs au rendement du secondaire supe Ârieur pour les femmes sont tre Á s peu fiables, a Á cause du tre Á s faible nombre d'observations, en particulier dans la cate Âgorie de re Âfe Â rence (femmes diplo Ã me Â es du secondaire infe Ârieur ou moins). Ainsi, on constate que le rendement des e Âtudes supe Ârieures non universitaires est partout infe Ârieur au rendement des e Âtudes universitaires. En outre, on peut constater que le rendement fiscal est ge Âne Â ralement plus e Âleve Â que le rendement prive Â . Les gains salariaux lie Âs a Á l'e Â ducation sont donc, en partie, re Âduits par le caracte Á re progressif de notre fiscalite Â sur le revenu.

Tableau 8.5 Rendements priveÂ et fiscal de l'eÂducation, Belgique 1995

priveÂ TRIa fiscal TRIa

a

Secondaire supeÂrieur vs sec. inf. ou moins

SupeÂrieur non universitaire vs sec. sup.

Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

6,4 % 6,4 %

35,4 % 11,5 %

4,9 % 6,4 %

7,8 % 9,6 %

10,9 % 12,2 %

11,9 % 13,3 %

Taux de rendement interne.

106

Ce montant s'entend a Á l'exclusion des budgets consacre Âs a Á la recherche.

Universitaire vs sec. sup.

162


Tableau 8.6 Rendements priveÂ et fiscal de l'eÂducation, au niveau reÂgional, Belgique 1995

TRIa priveÂ TRIa fiscal

Vlb Frc Vl Fr




Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

8,0 % 5,9 % 10,4 % 7,1 %

17,1 % 14,7 % 17,9 % 12,2 %

5,2 % 3,8 % 6,8 % 7,0 %

6,4 % 11,5 % 12,8 % 10,9 %

8,3 % 12,3 % 15,6 % 13,3 %

10,2 % 14,9 % 17,2 % 14,4 %

a Taux de rendement interne. b Flandre. c Wallonie et Bruxelles-Capitale.

Dans le tableau 8.6, nous tentons de mesurer les e Âventuelles diffe Ârences re Â gionales de rentabilite Â du rendement dans le capital humain. ge Â ne Â rale qui se de Âgage est celle

107

L'impression

d'une absence de diffeÂrence significative

selon

que l'on se situe en Flandre ou dans l'ensemble Wallonie-Bruxelles. Les rendements prive Â s et fiscaux sont sensiblement plus e Âleve Â s en Flandre pour le diplo Ã me d'enseignement secondaire supe Ârieur. Pour les deux autres diplo Ã mes, la situation est variable selon le genre et le point de vue (fiscal ou prive Â). On retrouve par ailleurs les me Ãmes tendances que celles pre Âvalant pour la Belgique dans son ensemble : rendements plus e Âleve Â s pour les femmes, taxation nette de l'investissement en capital humain et rendements relativement faibles pour les diplo Ã mes de l'enseignement supe Ârieur non universitaire (compare Âs aux autres diplo Ã mes). Cette dernie Áre observation pose question puisqu'en Belgique l'enseignement supe Â rieur non universitaire connaõÃt un succe Á s important (en 1995, le nombre d'inscrits e Â tait de l'ordre de 22 % supe Ârieur a Á l'enseignement universitaire).

108

Comment expliquer une telle « demande » pour un diplo Ã me qui apparaõÃt significativement moins « rentable » que le diplo Ã me universitaire par exemple ? Plusieurs pistes pourraient e Ãtre explore Â es. L'une d'elle consiste a Á faire de Â pendre le choix d'un type d'e Âtudes non seulement du rendement du diplo Ã me qu'elle de Âlivre mais aussi de la probabilite Â d'obtenir un diplo Ã me a Á aptitude donne Âe. Un net diffe Â rentiel de probabilite Â de re Âussite en faveur du non universitaire pourrait e Â ventuellement expliquer que ce dernier jouit d'un succe Ás relatif. Dans le tableau 8.7 nous avons calcule Â les me Ã mes rendements, mais en tentant de tenir compte des variations de taux d'emploi selon les diplo Ã mes. Nous nous basons sur les chiffres fournis par l'OCDE (1998) renseignant par niveau 107

La structure de la base de donne Âes a du Ã tre quelque peu modifie Â e, notamment en re Â duisant le nombre de Ã e

classes d'a Ã ge. Il s'agissait d'e Âviter que certaines cellules contiennent moins de 10 observations. 108

Source : INS, Ministe Á re de l'e Â conomie, 1998.


163

Tableau 8.7 Rendements priveÂ et fiscal de l'eÂducation avec prise en compte du taux d'emploi, Belgique 1995

priveÂ TRIa fiscal TRIa

a



Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

Hommes

Femmes

16,8 % 10,9 %

57,8 % 12,4 %

8,3 % 8,0 %

20,3 % 14,1 %

12,9 % 12,9 %

20,2 % 15,4 %


Taux de rendement interne.

d'e Â ducation et par sexe, le nombre d'anne Âes passe Â es en inactivite Â , au cho Ã mage et en emploi entre l'a Ã ge de 25 et de 64 ans. La somme des deux premiers nombres divise Â par 40 renseigne le taux de non-emploi que nous utilisions pour ponde Ârer les se Â ries de revenus ou d'impo Ã ts utilise Â es jusqu'ici. Ces chiffres ne sont malheureusement pas disponibles par re Âgion. Les re Âsultats du tableau 8.7 sont parlants. La prise en compte des diffe Ârentiels de taux d'emploi selon les diplo Ã mes tend a Á accroõÃtre les taux de rendements estime Âs. Ceci sugge Á re une corre Â lation importante entre faible niveau d'e Âducation et taux d'emploi, venant s'ajouter au diffe Ârentiel de revenus de travail traditionnellement mis en e Âvidence dans des mesures de rendement de l'investissement e Â ducatif. Le surcroõÃt de rendement est singulie Árement plus important pour les femmes que pour les hommes et pour le diplo Ã me d'enseignement secondaire supe Ârieur que pour les diplo Ã mes d'enseignement supe Ârieur. La dernie Á re constatation peut e Ã tre explique Â e par le fait que le cho Ã mage est plus e Âleve Â pour les moins qualifie Âs, tandis que la premie Áre est sans doute imputable au temps plus e Âleve Â que les femmes tre Ás peu qualifie Â es passent en inactivite Â (activite Â s de production domestique...) par rapport aux hommes.

3.2 Analyse de sensibiliteÂ Afin de conclure cette partie, nous avons mene Â des analyses de sensibilite Â autour de trois variables qui nous paraissent importantes compte tenu du fait qu'elles e Â voquent des options de politique scolaire largement discute Âes ces dernie Á res anne Â es en Communaute Â franc Ë aise Wallonie-Bruxelles ou ailleurs. La premie Á re concerne les effets du

redoublement

, facteur d'allongement de la dure Âe

ne Â cessaire a Á l'obtention des diplo Ã mes, tre Á s re Â pandu chez nous (Delvaux & Vandenberghe, 1992). La seconde porte sur les effets d'un accroissement du cou Ãt prive Â des e Âtudes dont l'illustration concre Áte pourrait e Ãtre la majoration des droits d'inscriptions (nous visons ici l'enseignement supe Ârieur). La troisie Á me concerne

164


enfin l'accroissement des cou Âpense par e Â le Á ve ou Ã ts publics par majoration de la de e Â tudiant. Ces deux derniers accroissements s'entendent ceteris paribus : nous supposons donc que ces deux accroissements sont sans effet sur le niveau et la qualite Â du capital humain produits par le syste Áme. Le tableau 8.8 pre Âsente les effets simule Âs du redoublement sur les rendements de l'investissement e Âducatif. Nous avons effectue Â nos calculs en augmentant la dure Âe the Â orique des e Âtudes d'un an pour chaque niveau.

109

Le cou Â et Ã t prive

fiscal du redoublement est plus ou moins le me Ãme en Flandre et en Wallonie. En plus, il n'y a pas une grande diffe Ârence entre le cou Ã t qu'entraõÃne le redoublement dans un niveau pluto Ã t que dans l'autre. En ge Âne Â ral, on peut conclure que le cou Ãt (prive Â ou fiscal) du redoublement est assez important : l'allongement ge Âne Â ralise Â de la dure Â e des e Â tudes de 1 an en moyenne peut diminuer les rendements de 30 % a Á 40 %. Dans le tableau 8.9 nous montrons les effets simule Âs d'une augmentation des cou Âs. Nous avons augmente Â ces cou Ã ts annuels directs prive Ã ts de 10 000 BEF pour le secondaire supe Â rieur (pour les porter a Á 30 000 BEF au total), et de 25 000 BEF pour les e Âtudes post-secondaires (150 000 BEF au total). L'impact de cette hausse sur le rendement prive Â du capital humain est cependant tre Ás faible. Dans le tableau 8.10 sont pre Âsente Â s les re Â percussions d'une augmentation des de Â penses publiques sur les rendements de l'investissement e Âducatif. Les cou Ã ts

Tableau 8.8 Analyse de sensibiliteÂ. Effets du redoublement sur le rendement de l'investissement dans le capital humain en Belgique

Niveau d'eÂducationa

Hommes 2

TRIb

priveÂ

TRIb fiscal

Femmes

3

4

2

3

Ð

6,3%

12,6%

4,2 %

Ð

9,0%

11,4%

6,1 %

Vl

5,5 %

Fr

4,5 %

Vl

7,9 %

5,0 %

11,8%

13,6%

5,2 %

5,0 %

10,5%

9,0 %

Fr

8,0 %

5,9 %

10,4 %

6,5 %

5,2 % 3,8 %

6,8 %

7,0 %

8,3 %

12,3 %

15,6 %

13,3 %

17,1 %

6,4 %

14,7 %

11,5 %

17,9 %

12,8 %

12,2 %

10,9 %

4

7,3 %

10,2 %

9,9 %

14,9 %

9,2 %

13,3 %

6,0 %

10,4 %

17,2 %

14,4 %

Les chiffres en gras sont les nouvelles valeurs obtenues, les chiffres en italique reÂcapitulent l'information des tableaux preÂceÂdents. a 2 : secondaire supeÂrieur, 3 : supeÂrieur non universitaire, 4 : universitaire. b Taux de rendement interne. 109

Rappelons que nous avions jusqu'ici retenu une hypothe Áse tre Á s peu re Âaliste d'absence de redoublement et des

dure Â es d'e Â tudes fort « the Âoriques ».

165

Conclusion

Tableau 8.9 Analyse de sensibiliteÂ. Effets d'une augmentation des couÃts directs priveÂs sur la rentabiliteÂ du capital humain en Belgique

Niveau d'eÂducationa TRIb

priveÂ

Hommes

Femmes

2

3

4

2

3

4

Vl

8,0 %

5,2 %

8,3%

16,8%

6,3 %

10,1 %

Fr

5,8 %

3,8 %

12,2%

14,5%

11,3 %

14,6 %

8,0 % 5,9 %

5,2 % 3,8 %

8,3 %

12,3 %

17,1 %

6,4 %

14,7 %

11,5 %

10,2 %

14,9 %

Les chiffres en gras sont les nouvelles valeurs obtenues, les chiffres en italique reÂcapitulent l'information des tableaux preÂceÂdents. a 2 : secondaire supeÂrieur, 3 : supeÂrieur non universitaire, 4 : universitaire. b Taux de rendement interne.

Tableau 8.10 Analyse de sensibiliteÂ. Effets d'une augmentation des couÃts directs publics sur la rentabiliteÂ du capital humain en Belgique

Niveau d'eÂducationa TRIb

priveÂ

Hommes

Femmes

2

3

4

2

3

4

Vl

10,2 %

6,7 %

15,6%

17,4%

12,6 %

17,0 %

Fr

6,2 %

6,8 %

13,0%

10,5%

10,2 %

13,8 %

10,4 %

6,5 %

6,8 %

7,0 %

15,6 %

13,3 %

17,9 %

11,0 %

12,8 %

10,9 %

17,2 %

14,4 %

Les chiffres en gras sont les nouvelles valeurs obtenues, les chiffres en italique reÂcapitulent l'information des tableaux preÂceÂdents. a 2 : secondaire supeÂrieur, 3 : supeÂrieur non universitaire, 4 : universitaire. b Taux de rendement interne.

publics directs ont e Âte Â augmente Â s de 25 000 BEF pour tous les niveaux d'enseignement (soit environ 10 % du cou Ã t actuel). Comme pour l'accroissement du cou Ãt prive Â , il apparaõÃt que l'effet re Âducteur est de faible amplitude.

4. CONCLUSION Si l'on accepte l'ide Â e que l'e Â ducation est bien la source du capital humain est que ce dernier est de Â terminant dans la formation des salaires, alors on peut conclure que l'investissement tant prive Â que public dans l'e Âducation est, en Belgique et ses diffe Ârentes re Â gions, une ope Â ration « rentable ». Variable selon les diplo Ã mes conside Â re Â s, le taux de rendement obtenu se situe souvent au-dessus

166


des 10 % l'an, soit un niveau largement comparable a Á celui observe Â pour d'autres formes, plus conventionnelles, d'investissement. Le niveau de « rentabilite Â » de l'e Â ducation que nous mesurons ici constitue un environnement a priori favorable s'agissant d'inciter les jeunes a Á se former, et Á ce quelle que soit la re Âgion ou ils re Â sident. A cet e Â gard, on est donc tente Â de Á conclure que le de Âcrochage relatif de la Wallonie en terme de capital humain Ð phe Â nome Á ne que nous mettions en e Âvidence dans notre introduction Ð ne semble pas s'expliquer par le fait d'une moindre « rentabilite Â » de l'investissement e Âducatif pour ses habitants. Soulignons toutefois que nos calculs Ð faute de donne Âes Ð n'inte Á grent pas les transferts de se Âcurite Â sociale. Or leur prise en compte est susceptible de changer la structure incitative de l'investissement dans le capital humain et donc de nuancer notre conclusion. On retiendra par ailleurs que les rendements (prive Âs et fiscaux) apparaissent plus e Â leve Â s pour les femmes que pour les hommes en raison, sans doute, du faible niveau de re Â mune Â ration des femmes non ou peu diplo Ã me Â es. Le rendement paraõÃt relativement faible pour les diplo Ã me Â s du supe Â rieur non universitaire relativement aux diplo Ã me Â s du secondaire supe Â rieur et de l'universitaire. Ce chiffre pose question dans un contexte ou Â rieur non universitaire se massifie. Á le supe On note aussi que le fait de ponde Ârer les diffe Â rentiels de revenus (ou d'impo Ã ts paye Â s) par les diffe Ârentiels de taux d'emploi augmente les taux de rendement du capital humain. Ceci atteste une fois de plus du fait que, dans un pays comme le no Ã tre, le be Âne Â fice du diplo Ã me tient tant a Á la probabilite Â plus grande de prendre part au marche Â de l'emploi qu'au niveau de re Âmune Â ration plus important sur ce dernier. Un des re Â sultats majeurs de cette e Âtude est la mise en e Âvidence d'un taux de

rendement fiscal

de l'e Â ducation particulie Árement e Â leve Â . Il est, dans la plupart des

cas, supe Â rieur au rendement prive Â. Ce re Âsultat fait directement e Âcho au caracte Á re progressif de l'impo Ã t sur le revenu. Ce me Ãme re Â sultat conduit aussi a Á interroger le

sche Â ma fe Â de Â ral belge. Les de Â penses d'investissement en matie Áre d'e Â ducation sont, Â tat depuis 1989, a Á charge des Communaute Âs, mais la fiscalite Â est aux mains de l'E fe Â de Â ral et Ð accessoirement Ð des Re Âgions, des Provinces et des Communes. Quels peuvent e Ãtre les effets d'une telle dissociation sur la formation du capital humain a Á plus long terme ? Toujours a Á propos de rendement fiscal, notons enfin que c'est pour l'enseignement universitaire qu'il apparaõÃt le plus e Âleve Â . Ce re Âsultat va a Á l'encontre des tenants de l'ide Âe que le mode actuel de financement public de l'enseignement supe Â rieur est automatiquement synonyme d'effet Matthieu.

110

110

Â vangile selon St Matthieu (13:12) : « Car on donnera a L'expression fait re Âfe Â rence au vers e Ânigmatique de l'E Á

celui qui a, et il sera dans l'abondance, mais a Á celui qui n'a pas on enle Ávera me Ã me ce qu'il a. »

Â fe Â rences Re

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167

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CHAPITRE

9 Â TENTATIVE D'EVALUATION

DU SOUS-EMPLOI ET Â SERVE DE DE LA RE

MAIN-D'êUVRE LATENTE Â gions) (en Belgique et dans les trois re

111

Michel LAFFUT

UniversiteÂ de LieÁge et SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne Christine RUYTERS


111

Nous tenons a Á remercier toutes les personnes qui, gra Ãce a Á leur ge Â ne Â reuse et pre Âcieuse collaboration, ont

contribue Â a Á l'e Â tablissement des se Â ries statistiques, et tout particulie Á rement : mesdames B. De Block (M.A.S.S.P.E.) et A. Vanheerswynghels (ULB), et messieurs G. Brusten (V.D.A.B.), Y. Colens (I.N.S.), N. Goulios (FOREM), R. Haumont (ONEm), K. Nguyen Quoc (ONEm), J. Ouziel (M.F.E.T.), S. Thys Â tat-Major Ge (ORBEM), R. Van Der Auwera (ONEm), A.Van Renterghem (Forces Arme Âes Ð E Â ne Â ral).

170

Â valuation du sous-emploi et de la re Â serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

REÂSUMEÂ Partant du constat des carences et insuffisances deÂnonceÂes par la Commission europeÂenne et par l'Organisation Internationale du Travail (O.I.T.) dans les statistiques du marcheÂ du travail Ð et notamment dans les indicateurs de choÃmage Ð, et des propositions eÂmises par ces instances pour ameÂliorer et affiner ces statistiques, notamment dans le cadre de la mise en úuvre de la strateÂgie europeÂenne pour l'emploi, cette eÂtude tente une eÂvaluation du sous-emploi en Belgique et dans les trois reÂgions, sur base de la deÂfinition arreÃteÂe par l'O.I.T. lors de la SeizieÁme confeÂrence des statisticiens du travail qui s'est tenue en octobre 1998. Elle prolonge ensuite l'exercice par l'estimation d'une seÂrie statistique qui, au-delaÁ des recommandations de l'O.I.T., inteÁgre les cateÂgories de personnes constitutives d'une reÂserve de main-d'úuvre latente, rendant mieux compte des insuffisances dans le fonctionnement du marcheÂ du travail et, aÁ ce titre, pouvant utilement servir les besoins de la politique eÂconomique.

1. INTRODUCTION Les indicateurs quantitatifs du cho Ã mage jouent un ro Ã le primordial dans les Â tats membres et la Commission processus de consultation mutuelle entre les E europe Â enne sur le the Áme des plans d'action nationaux. Force est pourtant de constater, a Á l'heure des comparaisons, que subsistent des diffe Ârences conceptuelles, me Â thodologiques, et me Ãme se Â mantiques importantes entre les taux de cho Ãmage utilise Â s. Il s'ensuit un de Âbat, qui s'appuie sur le cadre conceptuel de la mesure du cho Ã mage et du sous-emploi pre Âconise Â par les directives internationales, et s'alimente aux sources statistiques. Dans cette e Â tude, nous pre Âsentons les grandes lignes de ce cadre conceptuel, Á cette fin, nous analysons, pour en e Â prouver ensuite le caracte Á re ope Â rationnel. A dans un premier temps, l'e Âvolution de divers indicateurs de sous-emploi dans les trois re Â gions du pays. Nous e Âlargissons ensuite et la porte Âe des normes et leur champ d'application pour inte Âgrer, dans l'analyse, l'ensemble de la re Âserve de main-d'úuvre latente du pays et de ses re Âgions, mieux indique Âe pour appre Â hender les insuffisances du marche Â du travail. Les se Â ries statistiques sont calcule Â es pour le pays et pour les trois re Âgions, depuis 1981, sur base des donne Âes administratives. Pour la Re Âgion wallonne, une distinction supple Âmentaire est e Âtablie selon le genre.

Ã mage et du sous-emploi Cadre conceptuel de la mesure du cho

171

2. CADRE CONCEPTUEL DE LA MESURE DU CHOÃMAGE ET DU SOUS-EMPLOI

Le proble Á me de la de Âfinition et de la mesure du sous-emploi n'est pas neuf. De Â ja Á , en 1925, cette question avait e Âte Â examine Â e par la Confe Â rence internationale du travail. En 1957, la premie Áre de Â finition e Â tait adopte Â e, traduite en directives e

Â rence), a Á une e Â poque ou Á temps internationales en 1966 (11 Confe Á l'emploi stable a plein e Â tait la norme dans les pays industrialise Âs, mais aussi et surtout dans le contexte de la convention (në 122) sur la politique de l'emploi adopte Âe en 1964 par la Confe Ârence internationale du travail, qui consacrait l'adhe Âsion de l'O.I.T. a Á l'objectif politique du plein-emploi, en vue de « stimuler la croissance et le de Â veloppement e Âconomiques, d'e Âlever les niveaux de vie, de re Âpondre aux besoins de main-d'úuvre et de re Âsoudre le proble Á me du cho Ã mage et du sous-emploi » Dans cet esprit, les de Â finitions confe Á rent a Á l'emploi une place prioritaire

112 113

. ,

qui englobe tous les types de situation d'emploi, en ce compris le travail occasionnel, le travail a Á horaire re Â duit et toutes les formes d'emploi irre Âgulier, tandis que le cho Ã mage, qui refle Á te le degre Â d'incapacite Â d'une e Â conomie a Á fournir un emploi a Á sa main-d'úuvre, est conside Âre Â comme une situation extre Ãme d'absence 114

d'emploi

; il comprend toutes les personnes qui, de Âpourvues d'un emploi, sont

ne Â anmoins disponibles pour travailler et recherchent activement du travail. Á la lumie A Á re de cette convention, un cadre statistique a e Âte Â de Â fini pour mesurer la situation des pays au regard de l'emploi, du sous-emploi, du cho Ã mage 115

et de l'inactivite Â

. Mais en pratique, la plupart d'entre eux, contraints a Á concen-

trer leurs politiques de plein-emploi sur la re Âduction du cho Ã mage, ont limite Â leurs efforts a Á la mesure de l'emploi et du cho Ã mage, n'ignorant cependant pas que de telles statistiques ne suffisaient pas pour de Âceler les insuffisances du marche Â du e

Â rence des Statisticiens du travail portait a Á son ordre travail. En 1982, la 13 Confe du jour une nouvelle discussion sur le the Áme du sous-emploi, au terme de laquelle de nouvelles directives internationales e Âtaient arre Ãte Â es. Elles distinguaient, a Á l'inte Â rieur de l'emploi, le 112

sous-emploi visible

et le

sous-emploi invisible.

Le

Bureau international du travail (1985), Conventions et recommandations internationales du travail, 1919-

1981, Gene Á ve. 113

Pour rappel, il suffit, en vertu des conventions du B.I.T., d'une activite Â lucrative (re Â mune Â re Â e en espe Á ces ou en

nature) d'une heure hebdomadaire, me Ãme occasionnelle, au cours d'une bre Áve pe Â riode de re Âfe Â rence spe Â cifie Âe (une semaine, par exemple) pour e Ãtre classe Â comme ayant un emploi, en ce compris les absences temporaires pour cause de maladie, etc. 114

Selon les propos de Doss

et al.

(1988, pp. 41-59), « relever le seuil de la dure Âe minimale du travail dans la

de Â finition de l'emploi ferait basculer celui-ci dans la notion de cho Ã mage qui ne serait plus alors, une situation extre Ã me de manque total d'emploi ». 115

L'inactivite Â e Â tant mesure Â e comme le solde entre la population totale d'une part, l'emploi et le cho Ã mage

d'autre part.

172


sous-emploi visible invisible

visait a Á cerner un niveau insuffisant d'emploi. Le

sous-emploi

visait davantage les de Âse Â quilibres entre le facteur travail et les autres

facteurs de production. Les impre Â cisions conceptuelles de ces directives ont eu pour effet de de Â courager la re Â alisation et la production de statistiques re Âgulie Á res et comparables en la matie Á re et d'en provoquer une nouvelle re Âvision, inscrite a Á l'ordre du jour de la seizie Á me Confe Ârence internationale des statisticiens du travail, en octobre 1998. L'objectif poursuivi par la nouvelle Re Âsolution adopte Â e lors de cette Confe Ârence, consistait en une de Âfinition concerte Â e, sur la base de crite Á res plus pre Â cis et plus clairs, du sous-emploi visible et des autres formes de sous-emploi, cohe Ârente avec le cadre conceptuel, afin de faciliter la description et l'analyse des proble Ámes d'emploi, l'e Âvaluation de la participation des ressources humaines disponibles dans le processus de production, l'e Âlaboration et l'e Âvaluation de politiques et mesures a Á court et long terme, dans le dessein de promouvoir le « plein-emploi, productif et librement choisi... ». Dans cette nouvelle Re Âsolution, les recommandations portaient sur le sousemploi lie Â a Á la dure Â e du travail, qui « refle Á te la sous-utilisation des capacite Âs de production de la population employe Âe, y compris celle qui re Âsulte d'un syste Á me e Â conomique national ou re Âgional de Âficient »

116

. Plus pre Â cise Â ment, les personnes

Â a Á la dure Â e du travail comprennent toutes les personnes en sous-emploi lie pourvues d'un emploi, selon les directives internationales, qui re Âpondent aux trois crite Á res suivants pendant la pe Âriode de re Â fe Â rence utilise Âe : Âes a Á faire davantage d'heures, c'est-a « (a) dispose Á -dire souhaitant prendre un autre (ou plusieurs autres) emploi(s) en plus de leur(s) emploi(s) actuel(s) afin d'effectuer davantage d'heures de travail ; de remplacer tel ou tel de leurs emplois actuels par un autre (ou plusieurs autres) emploi(s) assorti(s) d'une dure Âe de travail supe Â rieure ; d'effectuer davantage d'heures de travail dans tel ou tel de leurs emplois actuels ; ou une combinaison de ces diffe Ârents e Â le Â ments ; « (b) disponibles pour faire davantage d'heures, c'est-a Á-dire pre Ãtes, pendant une pe Â riode ulte Ârieure spe Âcifie Â e, a Á faire davantage d'heures, si la possibilite Â leur en e Â tait offerte. La pe Âriode ulte Ârieure a Á spe Âcifier lorsque l'on de Âtermine la disponibilite Â des travailleurs pour faire davantage d'heures devrait e Ãtre choisie en fonction

116

En revanche, « le concept de sous-emploi fonde Â sur des mode Á les the Â oriques concernant les capacite Âs poten-

tielles et souhaits de travailler de la population en a Ãge de travailler est exte Â rieure au champ de cette re Âsolution ». En d'autres termes, cela signifie que sont exclues du champ d'application de la re Âsolution « les personnes qui effectuent peu d'heures de travail ou un travail improductif, mais qui ne sont ni de Âsireuses ni capables d'effectuer davantage d'heures de travail ou de s'adapter a Á de meilleures me Âthodes de production ou a Á une meilleure organisation du travail » alors, qu'a Á l'inverse, elle inclut « les travailleurs qui n'effectuent pas ne Âcessairement un petit nombre d'heures de travail ou un travail improductif, mais qui sont de Âsireux et capables d'effectuer davantage d'heures de travail ou de travailler de manie Áre plus productive » (O.I.T. Ð Bureau de statistique (1998),

Rapport I: La mesure du sous-emploi

, Seizie Á me Confe Â rence internationale des statisticiens du travail,

ICLS/16/1998/I, Gene Áve, 6-15 octobre 1998, p. 9).

Â thodes Sources et me

173

des circonstances nationales et inclure la pe Âriode dont ont ge Âne Â ralement besoin les travailleurs pour quitter un emploi et en commencer un autre ; Â moins qu'un seuil relatif a Á la dure Âe du travail, c'est-a « (c) ayant travaille Á -dire les personnes dont « les heures de travail re Âellement effectue Âes » dans tous les emplois confondus pendant la pe Âriode de re Âfe Â rence, telles que de Âfinies dans les directives internationales en vigueur concernant les statistiques du temps de travail, e Âtaient infe Â rieures a Á un seuil a Á choisir selon les circonstances nationales.

117

3. SOURCES ET MEÂTHODES Le cadre statistique qui apparaõÃt, a priori, le plus approprie Â pour mesurer le sous-emploi au sens du BIT est celui fourni par les enque Ãtes sur les forces de travail mene Â es aupre Á s des me Â nages dans la plupart des pays, et coordonne Âes au niveau europe Âen. D'une part, elles servent de re Âfe Â rence pour la comparaison internationale des statistiques de l'emploi, du cho Ã mage et de l'inactivite Â, que doivent comple Âter celles du sous-emploi. D'autre part, elles sont les mieux a Á me Ã me de fournir des informations sur le ve Âcu et la perception des situations de travail par les personnes employe Âes. De plus, leur champ d'observation couvre l'ensemble de la population, inde Âpendamment du statut d'activite Â des personnes, et en particulier, pour la population occupe Âe, inde Â pendamment du statut professionnel. Cependant, par sa nature, l'enque Ãte par sondage e Âcarte ou ne rend pas assez pre Â cise Â ment compte des cate Âgories trop faiblement repre Âsente Â es dans la population. Les fluctuations erratiques observe Âes, d'anne Âe en anne Â e, dans les re Â sultats, pour de trop petits agre Âgats, invitent a Á conside Â rer avec prudence leurs variations a Á court terme. Qui plus est, jusqu'en 1999, l'enque Ãte belge ne permettait pas d'acce Â der a Á une information de Âtaille Â e sur le sous-emploi, en raison de l'impre Â cision et de l'insuffisance du questionnaire. En revanche, les registres administratifs, et en particulier les registres d'emploi et d'assurance obligatoire contre le cho Ã mage, offrent l'avantage de contenir une information exhaustive et de Âtaille Â e, re Â gulie Á re (toutes les fins de mois) et disponible sur une longue pe Âriode. En contrepartie, les donne Âes sont e Â labore Â es, avant tout, pour re Â pondre aux besoins internes des institutions et aux impe Âratifs de gestion de la se Â curite Â sociale, et non a Á des fins d'analyse statistique. Leur champ d'observation est tributaire des re Ágles le Âgales et administratives qui re Âgissent les matie Á res relatives a Á l'emploi salarie Â et au cho Ã mage, et donc limite Â aux personnes 117

Ce seuil pourrait e Ãtre de Â fini, par exemple, par rapport a Á la distinction entre emploi a Á plein temps et emploi a Á

temps partiel, aux valeurs me Âdianes, moyennes, ou aux normes relatives aux heures de travail telles que spe Â cifie Â es par la le Â gislation pertinente, les conventions collectives, les accords d'ame Ânagement du temps de travail, ou les habitudes de travail selon les pays.

174


assujetties. Elles e Âvoluent e Â galement dans le temps au gre Â des modifications re Â glementaires. Leur qualite Â de Â pend encore du soin apporte Â, en amont, a Á l'e Â laboration et a Á la mise a Á jour re Â gulie Áre des bases de donne Âes a Á partir desquelles l'information est collecte Âe. C'est dire que les registres administratifs ne cadrent pas parfaitement avec les crite Áres de classification du BIT et ne couvrent pas la totalite Â du sous-emploi au sens du BIT. Mais c'est dire aussi que la mesure des agre Â gats ainsi recense Âs renvoie une image plus fide Ále du contexte socio-politicoe Â conomique en vigueur dans le pays. De l'examen des avantages comparatifs lie Âs a Á chaque source, nous avons arre Ã te Â notre choix sur les registres administratifs, et avons constitue Â, sur cette base, une se Â rie statistique de sous-emploi et de re Âserve de main-d'úuvre couvrant la pe Â riode de 1981 a Á 1999. Les cate Â gories identifie Â es correspondent aux de Ânombrements de travailleurs qui, en raison d'une re Âduction ou d'une modification de la demande de maind'úuvre, ou encore d'une inscription dans un dispositif d'insertion/re Âinsertion professionnelle mis en place dans le cadre de politiques de promotion de l'emploi, prestent un nombre d'heures de travail infe Ârieur a Á un temps plein, sous l'hypothe Á se que ces personnes occupe Â es dans de tels emplois et sous de tels statuts le sont faute de pouvoir occuper un emploi a Á temps plein ou offrant de meilleures conditions de travail. Nous nous limiterons ici a Á e Â nume Â rer les composantes retenues ou construites pour composer la se Ârie du sous-emploi, reportant a Á l'annexe 9.1 de ce chapitre les de Âfinitions et commentaires me Âthodologiques. La de Â nomination des cate Â gories reprises est textuellement celle utilise Âe par les organismes producteurs des donne Âes :

118

118

;

±

les travailleurs a Á temps partiel involontaire

±

les jeunes travailleurs a Á temps partiel pendant leur pe Âriode de stage ;

±

les pre Â pensions (conventionnelles) a Á mi-temps ;

±

les cho Ã meurs a Ã ge Â s occupe Âs a Á temps partiel ;

±

les travailleurs inte Ârimaires ;

±

les cho Ã meurs complets avec dispense ALE

119

(loi du 30.03.1994) ;

« Le point de de Âpart pour de Â finir le travail a Á temps partiel dans la re Â glementation du cho Ã mage est la de Â finition

du travail a Á temps plein. Est conside Â re Â e comme travailleur a Á temps plein dans la re Â glementation du cho Ã mage, toute personne qui effectue normalement 35 heures ou plus par semaine et qui perc Ëoit, de son employeur, au moins le salaire hebdomadaire d'un travailleur a Á temps plein dans sa cate Âgorie de personnel » (ONEm,

EnqueÃte sur les statuts aÁ temps partiel dans l'assurance choÃmage

Ð Partie 1, p. 5, dans ONEm,

2000). 119

Stat Info

EÂtudes:

, janvier

ALE : agence locale pour l'emploi. « Ce syste Áme a comme objectif de satisfaire, d'une part, la demande d'un

certain nombre d'activite Â s non rencontre Â es par les circuits de travail re Âguliers (emplois de proximite Â ) et, d'autre part, la demande d'emploi de la part de be Âne Â ficiaires d'allocations de cho Ã mage ou du minimex. L'utilisateur re Â mune Á re le cho Ã meur au moyen de che Áques spe Â cifiques » (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 26).

Â thodes Sources et me

175

±

les cho Ã meurs temporaires ;

±

les mesures d'activation des allocations de cho Ã mage, a Á temps partiel ;

±

les minimexe Âs be Â ne Â ficiant d'un programme d'insertion professionnelle (article 60 §7 de la loi organique sur les CPAS du 07.08.1974). Sans pre Â tendre a Á l'exhaustivite Â , l'ensemble des cate Âgories recense Â es peut

donner une vision, certes imparfaite, mais tangible, du contenu politico-e Âconomique du sous-emploi en Belgique. Cependant, la de Âfinition du sous-emploi re Âaffirme Â e tout re Â cemment par le BIT semble encore mal adapte Âe pour rendre compte des e Âvolutions du marche Â du travail, caracte Â rise Â es par une multiplication et une acce Âle Â ration des flux, re Âsultant tanto Ã t de mouvements naturels, tanto Ã t de mesures re Âglementaires, qui font passer des individus du cho Ã mage vers l'inactivite Â , du cho Ã mage vers des emplois pre Âcaires ou re Â duits, de l'emploi vers l'inactivite Â, de l'inactivite Â vers l'emploi ou encore de l'inactivite Â vers le cho Ã mage. C'est pourquoi nous lui faisons correspondre une de Âfinition extensive, juge Â e plus apte a Á rendre compte des dysfonctionnements du marche Â du travail et de la redistribution des revenus qui en de Âcoule. Exprime Â e en termes de personnes, la re Â serve de main-d'úuvre est constitue Âe de l'ensemble des personnes en a Ã ge de travailler, qui travaillent en dessous de leurs capacite Âs de production ou qui ne travaillent pas du tout, qui souhaiteraient travailler davantage et qui n'en ont pas la possibilite Â , c'est-a Á -dire l'ensemble des individus, travailleurs ou non, susceptibles d'e Ã tre disponibles au titre de l'offre de main-d'úuvre. La mesure de la re Âserve de main-d'úuvre ainsi de Âfinie n'est pas simple et sera force Âment imparfaite en raison de l'indisponibilite Â de certaines donne Âes statistiques. Les cate Â gories retenues pour composer la re Âserve de main-d'úuvre sont : ±

les travailleurs en situation de sous-emploi ;

±

les demandeurs d'emploi inoccupe Âs inscrits (DEI) ;

±

les cho Ã meurs a Ã ge Âs ;

±

les cho Ã meurs complets indemnise Âs (CCI) dispense Âs pour raison de difficulte Â s sociales et familiales ;

±

les CCI dispense Â s en raison de reprise d'e Âtudes ;

±

les be Â ne Â ficiaires d'une interruption de carrie Áre a Á temps partiel et a Á temps plein ;

±

les be Â ne Â ficiaires d'une pre Âpension a Á temps plein ;

±

les minimexe Â s non demandeurs d'emploi ;

±

les miliciens.

176


4. EÂVALUATION DU SOUS-EMPLOI LIEÂ AÁ LA DUREÂE DU TRAVAIL L'ensemble des conside Â rations de Â veloppe Â es ici et les graphiques qui les illustrent s'appuient sur les donne Âes publie Âes dans l'annexe statistique de cet ouvrage. La figure 9.1 pre Âsente, sous forme d'un histogramme, les six principales composantes du sous-emploi belge, sans distinction de sexe. Nous y avons superpose Â une courbe repre Âsentant l'e Âvolution du sous-emploi total ainsi que les courbes des trois composantes majoritaires qui totalisent a Á elles seules 90 % de l'ensemble du sous-emploi. En 1998, le sous-emploi belge s'e Âvalue a Á 263 772 unite Âs, soit quelque 6,8 % d'une population active occupe Âe de l'ordre de 3 900 000 personnes.

350 000 300 000

Valeurs absolues

250 000 200 000 150 000 100 000

1999

1998

1997

1996

1995

1994

1993

1992

1991

1990

1989

1988

1987

1986

1985

1984

1983

1982

0

1981

50 000

Années Tp involontaire Intérimaires Chôm. cplts disp. ALE Total sous-emploi Tp involontaire

Chôm. tempor. Mes. d’activation Minimexés insert. prof. Intérimaires Chôm. tempor.

Figure 9.1 Composantes du sous-emploi dans le pays (1981-1999) FOREM ; MinisteÁre des Affaires sociales, de la SanteÂ publique et de l'Environnement ; MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail ; ONEm, O.N.S.S., ORBEM, V.D.A.B. Calculs : S.E.S.-M.R.W. Source :

Â valuation du sous-emploi lie Â a Á la dure Â e du travail E

177

De 1981 a Á 1996, son e Â volution a e Â te Â largement tributaire de celle du temps partiel involontaire qui, sur l'ensemble de cette pe Âriode, en repre Â sente la part la plus importante, allant jusqu'a Á 70 % dans la seconde moitie Â des anne Â es 1980. L'e Âvolution de cette composante est aussi la plus contraste Âe, avec une phase ascendante continue de 1981 (16 217 travailleurs) a Á 1990 (237 243) suivie d'une forte re Âgression de l'ordre de ±57 % entre 1990 et 1998 (102 000), et d'une le Âge Á re reprise pour l'anne Âe 1999 (105 735). Ces fluctuations sont essentiellement explique Â es par les modifications successives de la re Âglementation de l'assurance cho Ãmage. Il convient de remarquer que le poids relatif des be Âne Â ficiaires des programmes de re Âsorption du cho Ã mage a Á temps partiel, dans le total des travailleurs a Á temps partiel involontaire, a e Âte Â , sur l'ensemble de la pe Âriode, relativement faible (de l'ordre de 5 a Á 6 %) au point de ne pas infle Âchir le mouvement impulse Â par ces derniers. L'e Â volution des autres composantes du sous-emploi belge est e Âgalement relativement bien type Âe. Le cho Ã mage temporaire connaõÃt des variations plus fluctuantes, d'intensite Â moins forte avec des pics aux pe Âriodes creuses (1984, 1993), qui correspondent bien au caracte Áre conjoncturel qu'on lui pre Ãte ge Â ne Â ralement. En proportion du sous-emploi total, il repre Âsente un pourcentage de l'ordre de 11,3 % en 1999 (16,3 % en 1993). De fac Ëon assez inte Â ressante, le travail inte Â rimaire pre Â sente un comportement syme Âtrique au cho Ã mage temporaire des phases de hausse et de baisse, non qu'il y ait un glissement compensatoire d'une cate Â gorie a Á l'autre mais probablement en raison du caracte Áre conjoncturel des deux se Âries : en pe Âriode de bonne conjoncture, les entreprises re Âduisent le cho Ãmage temporaire et recourent davantage au travail inte Ârimaire et vice-versa en pe Â riode de mauvaise conjoncture. Ne Âanmoins, le travail inte Ârimaire re Â ve Á le e Â galement son caracte Á re structurel par une tendance longue a Á la hausse. Dans un premier temps, jusqu'en 1992, le mouvement de croissance accompagne celui du Á cette date, l'interim continue sa progression travail a Á temps partiel involontaire. A alors que les restrictions re Âglementaires affectent le temps partiel involontaire. L'interim semble me Ãme profiter de transferts re Âsultant de celles-ci. Dans ces circonstances, le travail inte Ârimaire devient une des cate Âgories importantes, en passe de devenir la plus importante, du sous-emploi belge. De l'examen de ces quatre courbes, il ressort que l'e Âvolution du sousemploi inte Ágre trois effets conjoncturels, structurel et politico-e Âconomique. Avec l'apparition des be Âne Â ficiaires a Á temps partiel des nouvelles mesures d'activation prises dans le cadre de la redistribution du travail disponible, tout porte a Á croire que l'effet politico-e Âconomique pe Ásera davantage encore a Á l'avenir. Les quelques donne Â es statistiques disponibles pour ces cate Âgories montrent en effet un accroissement significatif d'une anne Âe a Á l'autre. Une comparaison re Âgionale permet de mettre en e Âvidence d'une part, des taux de sous-emploi comparables dans les trois re Âgions, de l'ordre de 6,8 % en 1999, et d'autre part, des structures et des e Âvolutions sensiblement diffe Ârentes. Le

178


travail a Á temps partiel involontaire pre Ãte, dans les trois re Âgions, jusqu'en 1990, son profil a Á la courbe du sous-emploi, mais sa re Âgression se manifeste plus to Ã t en Flandre et a Á Bruxelles (1991) qu'en Wallonie (1993). Quant a Á la remonte Â e du temps partiel involontaire observe Âe en Wallonie et a Á Bruxelles, a Á partir de 1998, elle est quasi inexistante en Flandre. En proportion du sous-emploi, cette cate Âgorie repre Â sente encore quelque 31,1 % a Á Bruxelles, 36,5 % en Flandre mais 49,7 % en Wallonie. En 1990, ces pourcentages e Âtaient de l'ordre de 73,6 % en Flandre, 74,6 % en Wallonie et 67,2 % a Á Bruxelles, cette dernie Áre ayant, de tous temps, eu peu recours a Á cette composante du sous-emploi, en comparaison a Á la moyenne nationale et aux deux autres re Âgions. En revanche, Bruxelles est la re Âgion la plus « spe Â cialise Â e » en travail inte Â rimaire, qui y repre Âsente la composante principale du sous-emploi en 1999 (55,7 %) contre 41,1 % en Flandre et 28,5 % en Wallonie. Depuis 1996, il « donne le ton » au sous-emploi bruxellois et redresse la courbe du sous-emploi flamand. En Flandre, l'interim apparaõÃt plus comme un phe Ânome Á ne structurel que conjoncturel. Il te Âmoigne du succe Á s que connaissent, au nord du Á Bruxelles, le niveau particulie pays, les formules de flexibilite Â du travail. A Árement e Â leve Â de l'interim est influence Â par la concentration des employeurs relevant de ce type d'activite Â dans la capitale. En Wallonie, le profil du travail inte Ârimaire semble reve Ã tir davantage un caracte Á re conjoncturel. Quant au cho Ã mage temporaire, de caracte Á re plus industriel, il est, sans grande surprise, peu de Âveloppe Â a Á Bruxelles (6,3 % en 1999) tandis que la Flandre (12,3 %) utilise la formule dans des proportions proches, mais toujours supe Ârieures, a Á celles de la Wallonie (10,8 %). Remarquons enfin que la mesure du sous-emploi total est plus fluctuante a Á Bruxelles que dans les deux autres re Âgions ; instabilite Â probablement explique Âe par l'importance qu'y joue l'interim. Retenons encore que, parmi les cate Âgories re Â siduelles constitutives du sous-emploi, l'insertion professionnelle des minimexe Â s est une spe Â cialite Â de Bruxelles, les mesures d'activation des allocations de cho Ã mage a Á temps partiel et les dispenses ALE sont plus prise Âes en Wallonie tandis que la Flandre semble faire un usage plus homoge Áne des diffe Ârentes formules mises a Á sa disposition. La comparaison entre les genres en Wallonie apparaõÃt bien contraste Â e. Le sous-emploi fe Âminin de Âpend tre Ás fortement du temps partiel involontaire et est de Ás lors tre Á s sensible a Á l'effet politico-e Â conomique. Il a culmine Â a Á quelque 90 % en 1990 et repre Â sente encore aujourd'hui 64,6 % de l'ensemble du sous-emploi fe Âminin. Le travail inte Â rimaire connaõÃt une progression mode Â re Â e et re Â gulie Á re, passant de 4,6 % en 1981 a Á quelque 16,1 % en 1999. Quant au cho Ã mage temporaire, qui n'a jamais beaucoup touche Â les femmes, il joue un ro Ã le tout a Á fait secondaire et tend me Ã me a Á diminuer de plus en plus. Le sous-emploi masculin s'organise principalement autour de l'interim (44,7 % du sous-emploi en 1999) et du cho Ã mage temporaire (20,8 % en 99) et est, de Ás lors, plus sensible aux e Â volutions de la conjoncture. Le temps partiel involontaire masculin connaõÃt aussi une phase ascendante

Â valuation de la re Â serve de main-d'úuvre E

179

puis descendante comme dans les autres se Âries mais de manie Áre beaucoup plus atte Â nue Â e. Dans sa phase la plus forte, il n'a pas de Âpasse Â 46 % de l'ensemble du sous-emploi et il se situe aujourd'hui a Á 28 %. Les effets conjugue Â s de ces trois composantes ont pour conse Âquence, chez les hommes, non seulement de freiner substantiellement la diminution du sous-emploi a Á partir de 1993, mais encore de le hisser, en 1999, a Á un niveau qu'il n'avait jamais atteint auparavant. Nonobstant les fluctuations contraste Â es dans les deux se Âries observe Â es, le sous-emploi fe Âminin est reste Â , de tous temps, supe Ârieur au sous-emploi masculin. L'e Âcart le plus important e Â tait constate Â en 1992, juste avant la de Âcision de supprimer la mesure du temps Á partiel involontaire. A l'e Â poque, le taux de sous-emploi fe Âminin (16,2 %) e Âtait trois fois supe Â rieur au taux masculin (4,9 %). Aujourd'hui, l'e Âcart est tre Á s faible, de l'ordre de 4 points (5,2 % pour les hommes et 9,1 % pour les femmes).

5. EÂVALUATION DE LA REÂSERVE DE MAIN-D'êUVRE La re Â serve de main-d'úuvre pre Âsente une hausse quasi continue sur la pe Â riode 1981-1993, de l'ordre de 6 % de croissance annuelle moyenne (figure 9.2). De 1993 a Á 1999, la courbe entame un mouvement a Á la baisse, contrarie Â en 1997, de l'ordre de ±0,5 % par an, qui porte aujourd'hui la re Âserve a Á 1 145 000 personnes. Ce profil re Âsulte de la combinaison des trois composantes Ð le sous-emploi au sens du B.I.T., le cho Ã mage et la somme des cate Âgories qui forment les inoccupe Âs non demandeurs d'emploi Ð, dont aucune n'impose a Á elle seule son e Âvolution. Pourtant, la courbe des demandeurs d'emploi reste, a Á tous moments, a Á l'exception de l'anne Â e 1990, supe Â rieure aux deux autres (41,5 % du total de la re Âserve). Elle adopte, par rapport a Á celles-ci, un profil syme Âtrique et compensatoire. Les deux autres composantes suivent une e Âvolution paralle Ále jusqu'en 1995, profile Âe en deux phases, ascendante, jusque 1992, puis descendante jusque 1995, a Á l'avantage Á des inoccupe Â s non demandeurs d'emploi. A partir de cette anne Â e, l'e Â cart entre les courbes s'accentue, celle des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi (31 % de la re Â serve) prenant le pas sur le sous-emploi (23 % de la re Âserve). L'examen de Â taille Â des trois courbes fait apparaõÃtre quatre phases successives : de 1981 a Á 1984, anne Â es de mauvaise conjoncture, les trois courbes augmenÁ partir de cette date jusqu'en 1990, a tent de concert. A Á l'effort du gouvernement pour multiplier les dispositifs de lutte contre le cho Ã mage, correspondent une baisse des D.E.I. et une augmentation des deux autres cate Âgories. Ce mouvement laisse supposer des glissements de la cate Âgorie des demandeurs d'emploi tanto Ãt vers le sous-emploi, tanto Ã t vers l'inactivite Â . 1990 et 1991 sont les anne Âes ou Á les trois courbes sont les plus rapproche Âes avant d'amorcer une nouvelle dispersion, durant la premie Áre moitie Â des anne Â es 1990, explique Â e tant par la pression conjonc-

180


1 400 000 1 200 000

Valeurs absolues

1 000 000 800 000 600 000 400 000

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1987

1986

1985

1984

1983

1982

0

1981

200 000

Années Sous-emploi DEI I non DE Interruption carrière tps partiel

Réserve Sous-emploi DEI I non DE

Figure 9.2 Composantes de la reÂserve de main d'úuvre dans le pays (1981-1999) Forces ArmeÂes Ð EÂtat major geÂneÂral ; FOREM ; I.N.S. Ð Recensement geÂneÂral de la population au 1er mars 1981 ; MinisteÁre des Affaires sociales, de la SanteÂ publique et de l'Environnement ; MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail ; ONEm ; O.N.S.S. ; ORBEM ; V.D.A.B. Calculs : S.E.S.-M.R.W.

Source :

Á partir turelle que par les modifications re Âglementaires de l'assurance cho Ã mage. A de 1995, a Á la pression a Á la baisse du cho Ã mage, de l'ordre de ±3,6 % par an, correspond une tendance a Á la hausse des deux autres composantes, de l'ordre de +0,8 % pour le sous-emploi et +3,4 % pour les inoccupe Âs non demandeurs d'emploi. Il y a, dans l'e Âvolution de ces trois courbes, un caracte Áre cyclique apparent parcouru de transferts compensatoires divers. Le re Âsultat en est une courbe lisse Â e de la re Âserve de main-d'úuvre refle Âtant assez bien, sans doute, les insuffisances du marche Â du travail. La comparaison re Âgionale re Âve Á le, en premie Á re approche, une tendance longue a Á la hausse en Wallonie et a Á Bruxelles, avec, comme particularite Â pour Bruxelles, une courbe plus chaotique he Ârite Â e du profil du sous-emploi dans cette re Â gion. En Flandre, la courbe s'apparente a Á celle de la Wallonie jusque 1994, date a Á partir de laquelle la croissance de la re Âserve de main-d'úuvre en Flandre est

Â valuation de la re Â serve de main-d'úuvre E

181

jugule Â e, au point d'incliner le mouvement de la courbe. L'examen des composantes principales de la re Âserve de main-d'úuvre indique que tant dans sa structure que dans son e Âvolution, elle suit la me Ãme logique a Á Bruxelles qu'en Wallonie. Les D.E.I. y sont toutefois relativement plus importants que les deux autres cate Âgories (56,3 % de la re Âserve en 1999 contre 52 % en Wallonie), et le sous-emploi (17,7 % de la re Â serve en 1999 contre 18,5 % en Wallonie) se rapproche davantage des inoccupe Â s non demandeurs d'emploi qu'il ne le fait en Wallonie (24,3 % de la re Â serve en 1999 contre 25,9 % en Wallonie), tout en maintenant la me Ãme tendance a Á la divergence entre les deux courbes a Á partir de 1995. En Flandre, la situation est nettement plus contraste Â e. La courbe du cho Ã mage traduit tout a Á la fois une tendance ge Â ne Â rale a Á la baisse sur l'ensemble de la pe Âriode (de 61 % a Á 31 % de la re Âserve), et une inversion de son importance relative par rapport aux autres cate Âgories de la re Â serve. Dans les anne Âes 1980, le cho Ã mage constitue la cate Âgorie la plus importante, mais, a Á partir de 1989 et jusque 1993, les dispositifs de re Âsorption du Á cette baisse conjoncturelle et cho Ã mage lui font perdre cette premie Áre place. A structurelle du cho Ã mage correspond une augmentation tre Ás sensible des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi. Les transferts ont manifestement e Âte Â tre Á s nombreux a Á cette e Â poque car ces fluctuations sont largement gomme Âes au niveau de la re Â serve de main-d'úuvre et n'ont empe Ãche Â en rien sa progression. Il en va tout autrement a Á partir de 1994, ou Ã mage diminue sensiblement sans e Ãtre accompagne Â d'une Á le cho hausse proportionnelle des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi (35,5 % de la re Â serve en 1999). Associe Âes a Á la relative stabilite Â du sous-emploi dans cette seconde moitie Â de la de Â cennie 1990 (27,6 % de la re Âserve en 1999), ces variations entraõÃnent, en finale, une diminution de la re Âserve de main-d'úuvre. Quant aux cate Âgories constitutives des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi, il est inte Âressant de noter qu'elles ne rec Ëoivent pas un accueil identique dans les trois re Â gions du pays. En Wallonie, les cho Ã meurs a Ã ge Â s repre Â sentent un tiers environ des inoccupe Â s non DE, les pre Âpensions a Á temps plein, un autre tiers et les minimexe Â s, 25 %. La Flandre fait un usage plus important des cho Ã meurs a Ã ge Â s et des pre Â pensions, de l'ordre de 40 % chaque, tandis que Bruxelles intensifie encore le recours a Á la formule des cho Ã meurs a Ã ge Â s, puisqu'ils y repre Âsentent pre Á s de la moitie Â des inoccupe Â s non DE. Combine Â s avec les minimexe Â s, ils forment 75 % de ceux-ci. Les pre Âpensions n'y interviennent que pour 20 %, en raison du caracte Áre majoritairement tertiaire des emplois qui y sont de Âveloppe Â s. Ces chiffres te Âmoignent tant des restructurations dans les re Âgions industrialise Â es (Wallonie, Flandre) que du risque e Âleve Â de paupe Â risation contre lequel Bruxelles et la Wallonie doivent se pre Â munir. Notons encore que c'est en Flandre que l'interruption de carrie Á re a Á temps partiel a le plus de succe Ás (6,6 % de la re Âserve en 1999 contre 3,6 % en Wallonie et seulement 1,7 % a Á Bruxelles) ; ce qui de Â montre, une nouvelle fois, l'inclination de la Flandre pour les formules de flexibilisation de l'organisation du travail.

182


En Wallonie, la re Âserve de main-d'úuvre masculine croõÃt de manie Á re continue et par paliers sur toute la pe Âriode, passant de 14 % a Á 24 % de la population active, soit une croissance annuelle moyenne de l'ordre de +4,4 %. Chez les femmes, la re Â serve connaõÃt une forte hausse jusqu'en 1992, passant de 20,7 % a Á 38,4 % de la population active entre 1981 et 1999, suivie d'une diminution, qui rame Á ne ce taux a Á 34,3 % de la population active en 1999. La composition de la re Â serve de main-d'úuvre varie e Âgalement sensiblement selon qu'il s'agit de la re Â serve masculine ou fe Âminine. Le cho Ã mage masculin s'e Âle Á ve a Á 49 % de la re Â serve alors qu'il atteint 55 % chez les femmes. Le sous-emploi se situe a Á 17 % chez les hommes, 20 % chez les femmes. Le rapport est inverse Â en ce qui concerne les inoccupe Â s non demandeurs d'emploi, c'est-a Á-dire la part de la re Âserve qui est situe Â e dans l'inactivite Â : les hommes y figurent pour 33 %, les femmes pour 19 %. La ventilation par sexe des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi pre Âsente des comportements nettement contraste Âs pour certaines cate Âgories. Ainsi, si les pre Âpensions sont une formule typiquement masculine (44 % pour les hommes en 1999 ; 9 % pour les femmes), les interruptions de carrie Áre a Á temps partiel et complet concernent essentiellement les femmes (18 % contre 2 % pour les hommes en 1999). Les dispenses pour raisons sociales et familiales et pour reprise d'e Â tudes sont relativement plus nombreuses chez les femmes (9,4 %) que chez les hommes (2,5 %). Les minimexe Âs occupent, dans la re Âserve fe Â minine, une place plus importante (35,4 % des inoccupe Âs non DE) que dans la re Âserve masculine (17,5 %). Ces e Âle Â ments de comparaison re Âve Á lent une fois encore que la situation des hommes et des femmes est beaucoup plus contraste Âe dans l'inactivite Â que dans le cho Ã mage. En synthe Áse, nous retiendrons que l'observation diffe Ârencie Â e des composantes de la re Âserve de main-d'úuvre masculine et fe Âminine sugge Áre, en premier lieu, que la flexibilite Â pe Á se plus lourdement sur la re Âserve fe Âminine et que le cho Ã mage fe Âminin comporte une composante structurelle plus importante. En me Ã me temps, il maintient les femmes dans l'activite Â. En second lieu, elle met en e Â vidence que les mouvements conjoncturels du cho Ã mage masculin s'accompagnent de mesures compensatoires qui provoquent des glissements de l'activite Â vers l'inactivite Â par l'interme Â diaire de la cate Â gorie des inoccupe Â s non demandeurs d'emploi.

Ã mage, taux de re Â serve Combinaison des trois taux : taux de sous-emploi, taux de cho

183

6. COMBINAISON DES TROIS TAUX : TAUX DE SOUS-EMPLOI, TAUX DE CHOÃMAGE, TAUX DE REÂSERVE

Le sous-emploi est une approche de la sous-utilisation partielle de la maind'úuvre tandis que le cho Ã mage correspond a Á une absence totale de travail. Il peut de Á s lors e Ã tre inte Â ressant de comparer le taux de sous-emploi et le taux de cho Ã mage (figures 9.3, 9.4 et 9.5). Le taux de sous-emploi exprime le pourcentage de la population active occupe Âe que repre Â sentent les travailleurs en e Âtat de sous-emploi. Le taux de cho Ã mage exprime, quant a Á lui, le pourcentage de la population active totale que repre Â sentent les actifs inoccupe Âs a Á la recherche d'un emploi (les cho Ã meurs). En 1999, le taux de cho Ã mage wallon, avec ses 16,2 %, est plus de deux fois Á Bruxelles, pour la me supe Â rieur a Á son taux de sous-emploi (6,9 %). A Ã me anne Â e, il est 2,6 fois plus important (17,7 % pour un taux de sous-emploi de 6,7 %). En revanche, en Flandre, le taux de cho Ã mage (6,9 %) est a Á peine supe Ârieur au taux de sous-emploi (6,7 %). Ce qui signifie qu'en Flandre, la part des travailleurs qui souhaitent travailler plus est sensiblement la me Ãme que celle des sans-emploi qui

45,0 40,0 35,0

Taux

30,0 25,0 20,0 15,0 10,0

1999

1998

1997

1996

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1988

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0,0

1986

5,0

Années Tx sous-emploi

Tx chômage

Tx réserve

Figure 9.3 Comparaison des trois taux en Wallonie (1986-1999) Forces ArmeÂes Ð EÂtat major geÂneÂral ; FOREM ; I.N.S. Ð Recensement geÂneÂral de la population au 1er mars 1981 ; MinisteÁre des Affaires sociales, de la SanteÂ publique et de l'Environnement ; MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail ; ONEm ; O.N.S.S. Calculs : S.E.S.-M.R.W.

Source :

184


45,0 40,0 35,0

Taux

30,0 25,0 20,0 15,0 10,0

1999

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0,0

1986

5,0


Tx chômage

Tx réserve

Figure 9.4 Comparaison des trois taux en Flandre (1986-1999) Forces ArmeÂes Ð EÂtat major geÂneÂral ; I.N.S. Ð Recensement geÂneÂral de la population au 1er mars 1981 ; MinisteÁre des Affaires sociales, de la SanteÂ publique et de l'Environnement ; MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail ; ONEm ; O.N.S.S. ; ORBEM ; V.D.A.B. Calculs : S.E.S.-M.R.W. Source :

45,0 40,0 35,0

Taux

30,0 25,0 20,0 15,0 10,0

1999

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1990

1989

1988

1987

0,0

1986

5,0


Tx chômage

Tx réserve

Figure 9.5 Comparaison des trois taux aÁ Bruxelles (1986-1999) Forces ArmeÂes Ð EÂtat major geÂneÂral ; I.N.S. Ð Recensement geÂneÂral de la population au 1er mars 1981 ; MinisteÁre des Affaires sociales, de la SanteÂ publique et de l'Environnement ; MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail ; ONEm ; O.N.S.S. ; ORBEM. Calculs : S.E.S.-M.R.W. Source :

Conclusions

185

souhaitent travailler. En Wallonie par contre, et plus encore a Á Bruxelles, l'e Âcart important entre les deux taux montre les difficulte Âs de leur e Â conomie a Á offrir un emploi a Á ceux qui n'en ont pas, qui en souhaitent un et qui sont disponibles pour travailler. On peut sans doute en conclure que les cre Âations d'emplois a Á temps plein en Flandre sont proportionnellement plus nombreuses que dans les autres re Â gions. S'il s'e Âtait agi d'emplois a Á temps partiel, on aurait observe Â un taux de sous-emploi plus e Âleve Â ; ce qui ne semble pas e Ãtre le cas. Cependant, on a pu observer en Flandre, de 1989 a Á 1992, un taux de sous-emploi supe Ârieur au taux de cho Ã mage ; ce qui laisse supposer une diminution du cho Ã mage par cre Â ation d'emplois flexibles. Et les tendances observe Âes dans les courbes portent a Á croire qu'il en est encore ainsi aujourd'hui. Les e Â volutions compare Â es des taux de sous-emploi et de cho Ã mage laissent entrevoir qu'ils s'e Âcartent en pe Âriode de mauvaise conjoncture et se rapprochent en pe Â riode de reprise. Y aurait-il la Á un indicateur de sante Âe Â conomique ? Pour s'en convaincre, il conviendrait d'adjoindre la courbe du taux d'emploi. Mais, a Á tout le moins, on peut y voir le signe d'une flexibilisation des nouveaux emplois cre Âe Â s. Le taux de re Âserve, qui vise a Á exprimer l'insuffisance globale du marche Â du travail, e Â volue de fac Ë on sensiblement comparable en Wallonie et a Á Bruxelles, mais a Á des niveaux diffe Ârents et avec un de Âcalage dans le temps. En re Âgion wallonne, il augmente re Âgulie Árement jusqu'en 1993, ou Á il atteint 29,6 % puis Á Bruxelles, il connaõÃt diminue le Â ge Á rement jusqu'en fin de pe Âriode (28,8 %). A une progression constante, contrarie Âe de 1991 a Á 1993, qui le fixe a Á 29,1 % en 1999. En Flandre, il augmente jusqu'en 1993 (23,4 %) et diminue depuis lors (21 % en 1999). La comparaison des taux de re Âserve wallons masculin et fe Âminin souligne le niveau e Â leve Â de ce dernier, qui a atteint 38,4 % en 1992 et qui se situe encore aujourd'hui a Á 34,3 %, soit 10 points de plus que le taux de re Âserve masculin (24,4 % en 1999).

7. CONCLUSIONS Cette approche du sous-emploi lie Âe a Á la dure Â e du travail et de la re Âserve de main-d'úuvre fait e Âtat d'une re Âflexion qui se construit jour apre Ás jour. Elle ne pre Â tend donc en aucune fac Ëon a Á l'exhaustivite Â ni a Á l'exclusivite Â. Elle met en úuvre des indicateurs diversifie Âs, mais gue Áre aussi varie Â s que la re Â alite Â est complexe et nuance Â e. Songeons notamment a Á la proble Â matique des travailleurs saisonniers de me Ãme qu'a Á la multiplicite Â des situations nouvelles aux franges de l'inactivite Â , de l'emploi et du cho Ã mage, dont il est difficile d'appre Âcier l'impact re Âel. Ide Â alement, il conviendrait de distinguer, parmi les be Âne Â ficiaires de

186


mesures de retrait partiel ou total de la vie active, ceux pour qui la formule re Âpond a Á un souhait ou repre Âsente une contrainte. On ne peut en effet pas e Âliminer totalement l'effet d'aubaine des mesures qui ente Ârinent, chez certaines personnes, une de Â cision qui aurait de toute fac Ëon e Â te Â prise, en les faisant basculer, le cas e Â che Âant, dans l'inactivite Â . De me Ã me, a Á l'inverse, on ne peut nier non plus l'effet de substitution de certaines mesures par rapport a Á d'autres alternatives professionnelles qui « forcent » le retrait, partiel ou total, de la sphe Áre de l'emploi. La question pose Âe soule Á ve, dans la foule Âe, celle de l'allongement « contraint » de la scolarite Â Ð prolongement « naturel » de l'inactivite Â des jeunes, lie Âa Á l'e Â volution de notre syste Á me social, culturel et e Âducatif, ou gisement de main-d'úuvre dont on retarde volontairement la mise en úuvre, autre sorte de « re Âserve » disponible re Â sultant de l'insuffisante mobilite Â ou qualification de l'offre de travail aux exigences de la production ? Les de Â veloppements auxquels l'exercice a donne Â lieu ont permis ne Âanmoins de mettre en e Âvidence quelques the Ámes de re Â flexion, que nous retiendrons en synthe Á se de nos travaux : ±

l'e Â volution du sous-emploi inte Ágre trois effets conjoncturel, structurel et politico-e Â conomique ;

±

la comparaison re Â gionale met en e Âvidence des taux de sous-emploi comparables dans les trois re Âgions du pays, de l'ordre de 6,8 % en 1999, mais des structures et des e Âvolutions diffe Â rentes :

c

en Wallonie, le sous-emploi semble davantage imprime Â par les de Â cisions politico-administratives ;

c

a Á Bruxelles, il est domine Â par l'inte Â rim ;

c

la Flandre fait e Âgalement un usage plus intensif de l'interim, mais aussi des diverses formules de flexibilite Â du travail ;

±

la distinction selon le genre, en Wallonie, apparaõÃt bien contraste Âe : le sousemploi masculin est conjoncturel (interim et cho Ã mage temporaire), tandis que le sous-emploi fe Âminin est structurel et tre Ás sensible a Á l'effet politicoe Â conomique. Les taux de sous-emploi masculin et fe Âminin sont aujourd'hui assez proches, mais toujours supe Ârieurs chez les femmes, de l'ordre de 9 % contre 5 % chez les hommes ;

±

les e Â volutions de la re Â serve de main-d'úuvre inte Ágrent a Á la fois les mouvements conjoncturels et les effets des dispositifs de lutte contre le cho Ãmage. Elles portent les marques des restructurations dans les re Âgions industrialise Â es (Wallonie, Flandre) et de la paupe Ârisation contre laquelle Bruxelles et la Wallonie doivent se pre Âmunir. Elles te Âmoignent encore des potentialite Â s des re Âgions a Á re Â sorber les insuffisances du marche Â du travail : la Wallonie et Bruxelles ont du mal a Á juguler la croissance de la re Âserve ; la Flandre y est parvenue, notamment par l'usage des diffe Ârentes formules de

Conclusions

187

flexibilisation de l'organisation du travail. Les ordres de grandeur des taux de re Â serve sont, en 1999, respectivement de 28,8 % en Wallonie, 29,1 % a Á Bruxelles et 21 % en Flandre ; ±

l'observation des composantes de la re Âserve de main-d'úuvre sugge Áre que les e Â volutions conjoncturelles du cho Ã mage masculin sont compense Âes par des mesures politico-administratives provoquant des glissements de l'activite Â vers l'inactivite Â , tandis que les femmes, davantage mobilise Âes par la flexibilite Â , sont maintenues dans l'activite Â, fu Â caire. Ã t-elle pre Pour conclure, nous soumettons a Á la discussion, une dernie Áre re Â flexion

critique, afin de favoriser le de Âbat sur ce phe Â nome Á ne central qu'est le cho Ã mage dans son acception large. Au de Â but de ce texte, nous avons rappele Â que le cadre conceptuel de la mesure des cate Â gories principales d'activite Â date d'une e Â poque ou Á l'emploi stable a Á temps plein e Âtait la norme, le plein-emploi productif et librement choisi, l'objectif politique. Aujourd'hui, cette norme d'emploi paraõÃt en pleine e Â volution, sous l'effet des mutations technologiques, des changements intervenus dans l'organisation de la production, des bouleversements apporte Âs aux comportements d'offre et de demande de travail et aux institutions charge Âes de leur gestion. « La multiplication des situations interme Âdiaires entre les mode Áles traditionnels de l'emploi et de l'inactivite Â explique la crise des indicateurs du cho Ã mage, mesure homoge Á ne et centralise Â e autrefois objet d'un consensus, et celle des politiques de plein-emploi »

120

.

Au-dela Á , on peut s'interroger sur le ro Ã le joue Â par ces situations interme Âdiaires dans un sce Ânario de pre Â figuration de nouvelles formes de re Âgulation, qui s'imposeraient progressivement a Á notre socie Â te Â , auquel cas, il ne faudrait pas y voir des formes atypiques Ð par rapport a Á la convention de plein-emploi Ð mais bien des formes « pre Â-typiques » de ce que sera la nouvelle Convention d'emploi. Cette question nous invite a Á sortir du cadre de re Âfe Â rence actuel qui ne permet pas de tirer la pleine signification de ces nouvelles formes de travail, faute de ne pouvoir en parler autrement qu'en terme de pre Âcarite Â , de carences et d'insuffisances. Un de Âbat est souleve Â , qui me Â rite a Á lui seul de longs de Âveloppements qui ne peuvent e Ãtre ici qu'e Â bauche Â s : une tendance semble ne Âanmoins se confirmer : la flexibilite Â et le travail re Â duit, l'un et l'autre perc Ëus dans la journe Â e, dans la dure Â e et dans la carrie Á re. Dans cette hypothe Áse, l'emploi a Á temps plein de demain serait un temps partiel a Á valeur de temps complet. Le discours sur la re Â duction ou le partage du temps de travail montre bien les difficulte Â s inhe Â rentes a Á cette transformation qui devra s'accompagner d'une re Â flexion sur la redistribution des revenus, la redistribution de l'activite Â et, en fin 120

Salais

et al.

(1986), pp. 171-172.

188


de compte, sur l'inte Âgration sociale qui en de Âcoule. Il s'agira en fait, d'envisager les transformations institutionnelles qui rede Âfiniront, face a Á l'emploi, les responÂ tat. Est-ce la fin de la sabilite Â s respectives de l'individu, de l'entreprise et de l'E centralite Â du travail dans nos repre Âsentations sociales ? Quel que soit le re Â sultat de cette e Âvolution, il faut insister sur le ro Ã le que les statistiques vont y jouer. Ce ro Ã le est double : cre Âation d'un instrument susceptible d'observer ces changements et influence qu'exercera cet instrument sur la formation de cate Â gories nouvelles et sur les orientations futures de la politique e Âconomique. R. Salais

et al.

(1986) ont bien montre Â que c'est a Á partir du moment ou Á la

socie Â te Â se pre Â occupe d'e Â laborer une de Âfinition ge Â ne Â rale d'une cate Â gorie (en l'occurrence la cate Â gorie du cho Ã mage) qu'intervient un changement de grandeur et de qualite Â , dans la formation de cette cate Âgorie. Dit autrement, c'est l'objectivation du mode Á le de repre Â sentation retenu dans des institutions de mesure et d'enregistrement (c'est-a Á-dire les statistiques) qui marque, a Á leurs yeux, la gene Áse du 121

cho Ã mage comme cate Â gorie

.

Il en ira de me Ã me pour les cate Âgories nouvelles. D'ou Á l'importance et l'attention qu'il faut accorder a Á l'e Â laboration de l'instrument de mesure qui contribuera a Á objectiver les nouvelles composantes du marche Â de l'emploi. De la qualite Â de la perception qui en de Âcoulera de Âpendra la bonne compre Âhension des phe Â nome Á nes ; pre Â alable indispensable a Á la de Â finition d'une politique e Âconomique approprie Â e.

121

Ibid

., p. 22.

Â gories administratives composant le sous-emploi lie Â a Á la dure Â e du travail Les cate

189

ANNEXE 9.1 Â gories administratives composant Les cate Â a Á la dure Â e du travail le sous-emploi lie

n Les travailleurs aÁ temps partiel involontaire122 Cette cate Â gorie he Â te Â roge Á ne, affecte Â e par de nombreuses modifications le Âgales, re Â glementaires et administratives, englobe tout a Á la fois les travailleurs a Á temps partiel involontaire

123

, les travailleurs occupe Âs a Á temps partiel inscrits

librement a Á l'Office National de l'Emploi (ONEm) comme demandeurs d'emploi

124

125

, et les be Â ne Â ficiaires d'un plan de re Âsorption du cho Ã mage a Á temps partiel

.

n Les jeunes travailleurs aÁ temps partiel pendant leur peÂriode de stage Ce sont des jeunes demandeurs d'emploi a Ãge Â s de moins de 30 ans, qui ont satisfait a Á l'obligation scolaire et qui ne peuvent avoir exerce Â une activite Â professionnelle de Â passant 6 mois Ð a Á moins d'e Ã tre cho Ã meurs complets indemnise Âs de 122

« Le point de de Âpart pour de Â finir le travail a Á temps partiel dans la re Â glementation du cho Ã mage est la de Â finition

du travail a Á temps plein. Est conside Â re Â e comme travailleur a Á temps plein dans la re Â glementation du cho Ã mage, toute personne qui effectue normalement 35 heures ou plus par semaine et qui perc Ëoit, de son employeur, au moins le salaire hebdomadaire d'un travailleur a Á temps plein dans sa cate Âgorie de personnel » (ONEm,

EnqueÃte sur les statuts aÁ temps partiel dans l'assurance choÃmage

Ð Partie 1, p. 5, dans ONEm,

2000). 123

Stat Info

EÂtudes:

, janvier

Les travailleurs a Á temps partiel dans ce statut e Âtaient, a Á l'origine, des demandeurs d'un emploi a Á temps plein,

qui restaient inscrits comme tels mais qui avaient accepte Â un emploi a Á temps partiel pour e Âchapper au cho Ã mage complet. « Avant 1991, ils e Âtaient de Á s lors appele Â s officiellement « travailleurs a Á horaire re Â duit afin d'e Â chapper au cho Ã mage ». Pour ce motif, ils ont pu be Âne Â ficier, dans certaines conditions, d'une allocation de cho Ã mage comple Âmentaire a Á leur salaire. Ce statut d'allocation a e Âte Â progressivement supprime Â et remplace Â de Â finitivement le er

1

janvier 1996 par celui de « travailleurs a Á temps partiel avec maintien des droits ». Ce dernier statut a de Âja Á e Â te Â

introduit en juin 1993 de sorte que, durant la pe Âriode de juin 1993 a Á de Â cembre 1995, les deux statuts ont coexiste Â. Les travailleurs a Á temps partiel avec maintien des droits peuvent, dans certaines conditions, combiner une allocation de garantie de revenus avec le salaire provenant d'un travail a Á temps partiel. Une des conditions est, entre autres, qu'ils soient inscrits comme demandeurs d'emploi a Á temps plein » (ONEm, « Enque Ã te sur les statuts a Á temps partiel dans l'assurance-cho Ã mage », Partie 1, In 124

Stat info

, avril 2000, p. 5).

« Ce sont des travailleurs occupe Âs a Á temps partiel dans un emploi salarie Â ou non, qui ne demandent pas

d'allocations mais qui souhaitent obtenir le statut de travailleurs a Á temps partiel avec maintien des droits, qui sont e Â galement a Á la recherche d'un autre travail que celui pour lequel ils sont de Âja Á occupe Â s et qui, de ce fait, s'inscrivent librement comme demandeurs d'emploi. L'inscription [...] doit e Ãtre confirme Â e (tous les 3 mois) par l'inte Â resse Â pour pouvoir e Ãtre maintenue. » Pardoulat 125

et al.

(1998,, pp. 67-79).

Á savoir : le stage des jeunes (A.R. 230), les « cho A Ã meurs mis au travail » (jusque 1989), les « cadres spe Âciaux

temporaires » (CST) (jusque 1989), les « troisie Áme circuit de travail » (TCT), les cho Ã meurs affecte Âs a Á des projets au be Â ne Â fice des PME (de Â cret 123 du 19.05.1994), les cho Ã meurs affecte Âs a Á des projets d'assistance aux PME (A.R. në 258 du 31.12.1983), les agents contractuels subventionne Âs aupre Á s des pouvoirs locaux et aupre Á s des pouvoirs publics, les emplois PRIME dans le secteur non marchand, les emplois dans le cadre des Fonds budge Âtaires interde Â partementaux de promotion de l'emploi (F.B.I.E.). Pour une de Âfinition de Â taille Â e de chacune des cate Âgories, voir : Pardoulat et. al. (

1998

, pp. 67-79).

190


2 ans minimum apre Ás une activite Â professionnelle supe Ârieure a Á 6 mois Ð, et qui sont occupe Âs a Á temps partiel pendant la pe Âriode d'attente qu'ils doivent accomplir avant de pouvoir pre Âtendre soit a Á des allocations d'attente ou de cho Ã mage, soit sur base d'allocations de transition pour les heures habituelles d'inactivite Â. Ils restent inscrits comme demandeurs d'emploi a Á temps plein pendant cette pe Âriode.

n Les preÂpensions (conventionnelles) aÁ mi-temps Le statut de pre Â pensionne Â a Á mi-temps est accorde Â par l'ONEm aux « travailleurs a Á temps plein qui ont, a Á partir de 55 ans, la possibilite Â de re Â duire, moyennant l'accord de leur employeur, leurs prestations de travail a Á mi-temps tout en restant sous contrat de travail et en percevant, en comple Âment de leur re Â mune Â ration a Á mi-temps, une allocation de cho Ã mage et une indemnite Â comple Âmentaire a Á charge de leur employeur. Ce re Âgime constitue une passerelle entre le travail a Á temps plein et l'arre Ãt complet des activite Âs, tout en favorisant l'insertion puisque l'employeur doit engager un cho Ã meur pour l'autre mi-temps ». (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 25 Ð

Cf.

convention collective de travail në 55 conclue

le 13.07.1993 au sein du Conseil national du Travail (rendue obligatoire par l'A.R. du 17.11.1993)).

n Les choÃmeurs aÃgeÂs occupeÂs aÁ temps partiel Ce sont des cho Ã meurs complets indemnise Âs a Ã ge Â s de 50 ans et plus, qui justifient d'un an de cho Ã mage et be Âne Â ficient d'une dispense de l'inscription comme demandeurs d'emploi et qui, a Á la suite de l'accord intervenu en fe Âvrier 2000 entre le gouvernement et les partenaires sociaux, concre Âtise Â dans les arre Ã te Âs (arre Ã te Â royal et arre Ãte Â ministe Â riel) du 9 juillet 2000 visant a Á reme Â dier a Á certains pie Á ges a Á l'emploi

126

, ge Â ne Â re Â s par la re Â glementation du cho Ã mage, se voient octroyer

des avantages financiers de nature a Á les inciter a Á reprendre le travail a Á temps partiel.

n Les travailleurs inteÂrimaires La prise en compte du travail inte Â rimaire dans le sous-emploi est a Á comprendre dans une perspective dynamique et non statique : il a en effet e Âte Â de Â montre Â que, dans la dure Âe, le travailleur inte Ârimaire connaõÃt successivement des pe Â riodes de travail entrecoupe Âes de pe Â riodes de cho Ã mage, au point que sa dure Âe de travail avoisine globalement ou socialement le mi-temps temps

127

voire me Ã me le quart-

128

. De la Á , la prise en compte de la cate Âgorie au me Ã me titre que les travail-

leurs a Á temps partiel subi. 126

« Les pie Á ges a Á l'emploi visent des situations dans lesquelles l'incitant, pour le demandeur d'emploi, a Á chercher

ou a Á accepter un emploi est inexistant ou insuffisant parce que cet emploi lui procure un gain de pouvoir d'achat nul ou limite Â voire me Ã me entraõÃne une diminution de ses revenus » (ONEm, 127 128

Voir a Á ce propos l'e Â tude re Â alise Â e par Laffut et Ruyters (1992).

Cf.

les travaux d'e Âtudiants que nous avons dirige Âs en 1999-2000.

Rapport annuel

, 2000, p. 39).

Â gories administratives composant le sous-emploi lie Â a Á la dure Â e du travail Les cate

191

n Les choÃmeurs complets avec dispense ALE129 (loi du 30.03.1994) Ce sont des cho Ã meurs complets qui prestent des heures de travail en ALE ou comme agents de pre Âvention et de se Âcurite Â et qui, a Á leur demande, sont dispense Â s de l'inscription comme demandeurs d'emploi Ð et qui ne sont donc plus de Â nombre Â s dans la statistique des cho Ã meurs complets indemnise Âs (CCI) Ð, sur base d'une dure Â e minimale de travail de 180 heures au cours des six mois calendrier pre Âce Â dant leur demande. Cette dispense est accorde Âe pendant une pe Â riode de six mois calendrier et est renouvelable aux me Ãmes conditions.

n Les choÃmeurs temporaires Ce sont des travailleurs dont le contrat de travail est temporairement suspendu en raison du manque de travail pour des raisons e Âconomiques, pour cause d'intempe Â ries, de vacances annuelles, de force majeure, d'incident technique, de gre Á ve ou lock-out.

n Les mesures d'activation des allocations de choÃmage, aÁ temps partiel Il s'agit d'un ensemble de mesures, institue Âes dans la foule Âe du plan pluriannuel pour l'emploi de 1995, qui, visant a Á favoriser la re Â insertion professionnelle des cho Ã meurs par la cre Âation d'emplois offrant des services « d'une manie Áre cre Âative », ont pour principal objectif de transformer l'allocation de cho Ã mage en une partie de re Âmune Â ration. Parmi ces mesures, citons : les contrats 130

de travail de premie Áre expe Â rience professionnelle a Á mi-temps 131

services a Á mi-temps

, les emplois-

, les programmes de re Âinsertion professionnelle pour un

emploi a Á temps partiel dans le cadre de l'e Âconomie sociale (contrats SINE)

129

132

, les

ALE : agence locale pour l'emploi. « Ce syste Áme a comme objectif de satisfaire, d'une part, la demande d'un

certain nombre d'activite Â s non rencontre Â es par les circuits de travail re Âguliers (emplois de proximite Â ) et, d'autre part, la demande d'emploi de la part de be Âne Â ficiaires d'allocations de cho Ã mage ou du minimex. L'utilisateur re Â mune Á re le cho Ã meur au moyen de che Áques spe Â cifiques » (ONEm, 130

Rapport annuel

, 2000, p. 26).

Les contrats de premie Áre expe Â rience professionnelle (PEP) ont e Âte Â cre Âe Â s afin d'inse Ârer les jeunes sans

expe Â rience professionnelle sur le marche Â de l'emploi. Les jeunes occupe Âs a Á mi-temps dans le cadre d'un tel contrat perc Ëoivent chaque mois l'allocation d'attente re Âduite. La possibilite Â de conclure ou de prolonger un contrat PEP a e Â te Â supprime Âe a Á partir du 01/01/1999. 131

« Les emplois-services visent a Á remettre au travail certains cho Ã meurs dans le secteur prive Â, pour effectuer des

ta Ã ches qui ne sont pas ou plus exe Âcute Â es et qui augmentent la qualite Â des services au client, ame Âliorent les conditions de travail ou prote Ágent l'environnement de l'entreprise. Le cho Ã meur a droit a Á une allocation de re Â insertion. » (ONEm, 132

Rapport annuel

2000, p. 26)

Ces programmes, instaure Âs depuis le 5 juin 1999, favorisent la re Âinsertion sociale et professionnelle de

demandeurs d'emploi particulie Á rement difficiles a Á placer, par le biais d'une activite Â productrice de biens et de services dans le secteur de l'e Âconomie sociale. Les travailleurs concerne Âs ont droit, durant toute la dure Â e de l'occupation, a Á une allocation de re Â insertion ». (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 87).

192


133

programmes de transition professionnelle (PTP) pour un travail a Á temps partiel 134

et les plans d'embauche a Á mi-temps

.

n Les minimexeÂs beÂneÂficiant d'un programme d'insertion professionnelle (article 60 §7 de la loi organique sur les CPAS du 07.08.1974) Au de Â part, il s'agissait d'une aide particulie Áre propose Â e aux be Â ne Â ficiaires du minimex en vue de comple Â ter le nombre de journe Âes de travail qui leur ouvrent le droit au be Âne Â fice complet de certaines allocations sociales (essentiellement les indemnite Â s de cho Ã mage et la couverture d'assurance maladie-invalidite Â). Actuellement, le but recherche Â est plus directement leur insertion professionnelle.

133

« Les programmes de transition professionnelle (PTP) permettent a Á certains cho Ã meurs d'ame Âliorer leur

position sur le marche Â de l'emploi en acque Ârant une expe Â rience professionnelle par un emploi dans le secteur public ou dans le secteur associatif, conc Ëu pour rencontrer des besoins collectifs pas du tout ou pas suffisamment rencontre Â s par le circuit du travail re Âgulier. Cette expe Â rience professionnelle est cense Âe augmenter la possibilite Â de passer a Á un emploi dans le circuit de travail ordinaire. L'inte Âresse Â perc Ë oit une allocation d'inte Â gration a Á charge de l'ONEm ». (ONEm, 134

Rapport annuel

, 2000, p. 26 et 87).

« Le plan d'embauche vise l'insertion sur le marche Â de l'emploi de cho Ã meurs de longue dure Âe et d'autres

demandeurs d'emploi difficiles a Á placer. Les employeurs qui be Âne Â ficient d'une dispense dans le cadre du plan « avantage a Á l'embauche » peuvent e Â galement be Â ne Â ficier, dans certaines conditions, d'une re Âduction de salaire s'ils engagent un cho Ã meur de longue dure Â e. Le cho Ã meur perc Ë oit l'allocation d'embauche pour chaque mois d'occupation ». (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 87).

Â gories administratives composant la re Â serve de main-d'úuvre Les cate

193

ANNEXE 9.2 Â gories administratives composant Les cate Â serve de main-d'úuvre la re

n Les travailleurs en situation de sous-emploi (voir annexe 9.1) n Les demandeurs d'emploi inoccupeÂs inscrits (DEI) Cette cate Â gorie composite est utilise Âe le plus souvent comme re Âfe Â rent pour le calcul du cho Ã mage et des taux de cho Ã mage officiels. Elle comporte les cho Ãmeurs complets indemnise Âs 136

stage

135

, les jeunes inscrits pendant leur pe Â riode de

, les demandeurs d'emploi libres inoccupe Âs

d'emploi inoccupe Â s et obligatoirement inscrits

138

137

et d'autres demandeurs

.

n Les choÃmeurs aÃgeÂs Ce sont des cho Ã meurs complets indemnise Âs de 50 ans et plus, qui be Âne Â ficient d'une dispense de l'inscription comme demandeurs d'emploi.

n Les choÃmeurs complets indemniseÂs (CCI) dispenseÂs pour raison de difficulteÂs sociales et familiales Ce sont des cho Ã meurs complets qui sont dispense Âs temporairement de l'inscription comme demandeurs d'emploi en raison de difficulte Âs sur le plan social et familial. 135

Ce sont soit des travailleurs qui ont e Âte Â occupe Âs a Á temps plein ou a Á temps partiel, dont le contrat de travail a

pris fin et qui re Âpondent aux conditions d'admission et d'octroi aux allocations de cho Ã mage, soit des jeunes qui sont sans emploi et re Âpondent aux conditions d'admission et d'octroi aux allocations d'attente ou de cho Ã mage, sur base des e Âtudes faites, a Á l'issue d'un stage d'attente obligatoire. Ils sont oblige Âs d'e Ã tre inscrits comme demandeurs d'emploi a Á temps plein. 136

Ce sont des jeunes qui ont termine Â leurs e Â tudes et qui accomplissent une pe Âriode d'attente obligatoire, pendant

laquelle ils sont inscrits comme demandeurs d'emploi et sont inoccupe Âs, avant d'e Ãtre admis aux allocations d'attente ou de cho Ã mage. 137

Ce sont des personnes qui ne sont pas occupe Âes dans un emploi et ne re Âpondent pas aux conditions requises

pour pouvoir be Âne Â ficier des allocations de cho Ã mage ; elles s'inscrivent librement comme demandeurs d'emploi. 138

Cette cate Â gorie est he Â te Âroge Á ne ; elle enferme aussi bien les demandeurs d'emploi qui perc Ëoivent une indem-

nite Âa Á charge du Centre Public d'Aide Sociale (CPAS) et doivent, de ce fait, e Ãtre obligatoirement inscrits comme demandeurs d'emploi, que les personnes inscrites a Á la demande du Fonds des handicape Â s, les cho Ã meurs ayant travaille Â a Á temps partiel volontaire et qui deviennent cho Ã meurs complets, les cho Ã meurs qui renoncent volontairement au be Â ne Â fice des allocations pour des raisons fiscales, les jeunes demandeurs d'emploi soumis a Á l'obligation scolaire a Á temps partiel et qui accomplissent une pe Âriode d'attente obligatoire, pendant laquelle ils sont inscrits comme demandeurs d'emploi a Á temps partiel et sont inoccupe Âs, avant de pouvoir e Ãtre admis aux allocations de transition, les jeunes soumis a Á l'obligation scolaire a Á temps partiel et qui sont admis aux allocations de transition a Á l'issue de la pe Âriode d'attente, les cho Ã meurs exclus du be Âne Â fice des allocations et qui doivent obligatoirement rester inscrits comme demandeurs d'emploi pendant toute la pe Âriode de l'exclusion pour pouvoir continuer a Á be Â ne Â ficier d'un certain nombre d'avantages tels que les allocations familiales.

194


n Les C.C.I. dispenseÂs en raison de reprise d'eÂtudes Ce sont des cho Ã meurs complets indemnise Âs qui sont temporairement dispense Â s de l'inscription comme demandeurs d'emploi pour suivre des e Âtudes, des cours ou une formation professionnelle en dehors d'un site cre Âe Â et ge Â re Â par les organismes re Â gionaux ou agre Âe Â s par eux.

n Les beÂneÂficiaires d'une interruption de carrieÁre aÁ temps partiel et aÁ temps plein Ce sont des travailleurs qui ont opte Â pour une interruption partielle (re Âduction de prestations) ou comple Áte de leur carrie Á re professionnelle tout en be Âne Â ficiant ou non d'une allocation comple Âmentaire de l'ONEm.

n Les beÂneÂficiaires d'une preÂpension aÁ temps plein Dans cette cate Âgorie, nous avons inte Âgre Â les diffe Â rents types de pre Âpension qui ont coexiste Âa Á un moment ou a Á un autre, soit la pre Âpension conventionnelle (en vigueur depuis 1975), la pre Âpension le Âgale (1977-1987), la pre Â pension de retraite (1983-1994), la pre Âpension pour frontaliers (a Á partir de 1982) et la pre Âpension spe Â ciale (1978-1986).

n Les minimexeÂs non demandeurs d'emploi Cette cate Â gorie est constitue Âe de l'ensemble des personnes qui perc Ëoivent le minimex, a Á titre principal ou en comple Âment d'autres revenus (allocations de handicape Â s...)

139

, duquel nous avons retranche Â les personnes de Â ja Á comptabilise Â es

parmi les demandeurs d'emploi, dans la cate Âgorie « autres » ainsi que les be Âne Âficiaires d'un programme d'insertion professionnelle, de Ânombre Â s dans le sousemploi.

n Les miliciens Ce sont des personnes qui, en raison de leurs obligations militaires, e Âtaient retire Â es involontairement du marche Â du travail pendant la dure Âe de leurs obligations. La cate Âgorie a disparu a Á partir de 1995.

139

L'une des conditions essentielles pour avoir droit au minimex est la disponibilite Â pour travailler et, en

conse Â quence, l'inscription aupre Ás d'un organisme de placement. En l'absence de cette condition, le CPAS peut refuser l'octroi du minimex, sauf exceptions. En outre, dans le cadre des comparaisons internationales, le traitement diffe Â rencie Â des cho Ã meurs dits « de longue dure Âe » dans les pays de la Communaute Â impose l'utilisation de la statistique de l'aide sociale octroye Âe dans les diffe Â rents pays pour comple Â ter celle du cho Ã mage ; en effet, certains d'entre eux classent les cho Ã meurs en fin de pe Âriode d'indemnisation parmi les assiste Âs sociaux ou parmi les invalides, alors que d'autres les maintiennent plus longtemps dans la statistique du cho Ã mage.

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CHAPITRE

10 PROFILS DE QUALIFICATION Â SOUHAITES LORS

DE L'EMBAUCHE Â sultats d'une enque Ã te au sein Analyse des re Â marchand en Re Â gion wallonne du secteur prive

140

Jean-Luc GUYOT

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne Christine MAINGUET

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne Franc Ëoise VANDERKELEN

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne Â atrice VAN HAEPEREN Be

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne 140

Ce chapitre est une synthe Á se d'une e Â tude publie Â e ante Â rieurement dans Guyot

et al.

(2000a, 2000b). Nous

remercions O. Colicis pour la codification et J. P. Duprez pour la gestion informatique de l'enque Ãte.

198

Â s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

REÂSUMEÂ Ce chapitre aborde la question du capital humain par l'examen des besoins des entreprises wallonnes en matieÁre de qualifications, et ce dans une perspective preÂvisionnelle. Il se base sur les reÂsultats d'une enqueÃte visant aÁ identifier, aÁ partir d'un eÂchantillon de 3000 eÂtablissements situeÂs en ReÂgion wallonne, les perspectives d'embauches des entreprises. Une analyse des caracteÂristiques des engagements futurs est proposeÂe, en privileÂgiant les dimensions relatives aux qualifications (niveau et domaine d'eÂtudes, expeÂrience, connaissance des langues...). Ces eÂleÂments sont mis en relation avec d'autres sources de donneÂes sur le marcheÂ de l'emploi.

1. INTRODUCTION L'interrogation directe des entreprises sur leurs besoins en qualifications a Á l'embauche re Â pond a Á la ne Â cessite Â d'assurer une meilleure information, tant qualitative que quantitative, sur le co Ã te Â demande du marche Â du travail. Jusqu'a Á pre Â sent, les informations relatives a Á la demande de travail sont en effet partielles et nettement moins fournies que celles relatives a Á l'offre

141

. L'information la plus

comple Á te possible de l'ensemble des agents en relation directe ou indirecte avec le marche Â du travail Ð entreprises, demandeurs d'emploi, travailleurs, ope Ârateurs de formation Ð est une condition ne Âcessaire a Á la gestion des de Â se Â quilibres actuels du marche Â du travail. Cette information s'impose d'autant plus que les de Âse Â quilibres reve Ã tent un caracte Á re structurel. Á cet e A Â gard, plusieurs e Âtudes consacre Â es au cas de la Belgique ont montre Â le ro Ã le des facteurs structurels sur l'e Âvolution et la persistance du cho Ã mage. C'est le cas des analyses ancre Âes dans le corpus the Â orique de la courbe de Beveridge

142

,

qui ont l'avantage d'inte Âgrer l'ensemble des facteurs susceptibles d'affecter le marche Â du travail. Ces e Âtudes ont mis en e Âvidence, a Á co Ã te Â des facteurs cycliques tels que la demande agre Âge Â e, le taux d'inte Â re Ã t et les salaires re Âels, la pre Â sence de facteurs traduisant une de Âte Â rioration de l'appariement entre cho Ã meurs et emplois vacants : mismatch de qualification et mismatch re Âgional, indissociable d'une composante de qualification en raison de la spe Âcialisation sectorielle de certaines 141

Vu l'absence d'obligation de notification des emplois vacants a Á l'organisme public de placement compe Âtent,

la statistique des emplois vacants sous-estime le volume d'emplois vacants. En outre, les statistiques relatives aux qualifications requises (appre Âhende Â es par le niveau de diplo Ã me) sont publie Â es pour un niveau de de Âsagre Â gation sectorielle limite Â. 142

La courbe de Beveridge met en relation le taux d'emplois vacants et le taux de cho Ã mage a Á l'e Â quilibre

stationnaire (

cf.

, par exemple, Pissarides, 1990).

L'embauche

199

re Â gions particulie Árement affecte Âes par le cho Ã mage, ainsi que « de Âsemployabi143

lite Â»

144

des cho Ã meurs de longue dure Âe

.

Dans les anne Â es 1990, de nombreux pays de la Communaute Â europe Â enne partagent ces deux proble Ámes majeurs que constituent la persistance d'un taux de cho Ã mage e Â leve Â et la de Â te Â rioration de la position relative des non-qualifie Âs sur le marche Â du travail

145

. La ne Â cessite Â de mettre en úuvre des politiques coordonne Âes

au niveau europe Âen est apparue de plus en plus e Âvidente. C'est dans ce contexte

LAPIN

qu'est ne Â le re Â seau europe Â en

(Labour Policies Information Network), dont

l'objectif est de mettre au point un outil devant permettre une identification pre Â coce des besoins des entreprises en matie Áre de main-d'úuvre

146

. Le Service

des e Â tudes et de la statistique du Ministe Áre de la Re Â gion wallonne s'est inte Âgre Â dans ce re Âseau et, en partenariat avec l'Association des Chambres de Commerce et d'Industrie wallonnes, a mene Â, en 1999, une enque Ãte aupre Ás des employeurs. L'enque Ã te est centre Â e sur les embauches re Âalise Â es et les pre Â visions d'embauche pour les anne Â es 1999 et 2000. Dans cette enque Ãte, la qualification est appre Âhende Âe de manie Áre multidimensionnelle : les questions portent non seulement sur les qualifications formellement reconnues, mais aussi sur l'expe Ârience attendue, cense Â e repre Â senter des compe Âtences acquises en milieu professionnel, et sur les connaissances spe Âcifiques dans des domaines particuliers comme l'informatique 147

ou les langues e Âtrange Á res

.

2. L'EMBAUCHE Le tableau 10.1 synthe Âtise l'e Â tat des stocks et les flux d'emplois dans les e Â tablissements. Le nombre de de Âparts pour les anne Â es 1999 et 2000

148

est tre Ás

faible. Il est de 10 074, soit une moyenne annuelle de 5037 de Âparts, contre 25 050 pour 1998. L'e Â cart entre ces deux valeurs est tel que le re Âsultat issu de l'enque Ãte appelle la prudence. La question pose Âe a Á propos de de Â parts pre Â vus a pu e Ã tre mal 143

La « de Â semployabilite Â » caracte Â rise l'e Â tat des individus dont le capital humain s'est e Ârode Â avec la dure Â e du

cho Ã mage. 144

Voir, par exemple, Mehta et Sneessens (1994), Van der Linden (1997) et Van Haeperen (1998), pour la

Belgique ; Sneessens 145

et al.

(1999), pour une comparaison Wallonie-Flandre.

Les explications ge Âne Â ralement avance Â es sont le progre Á s technologique asyme Â trique, la concurrence des pays a Á

bas salaire et la modification de la composition de la demande de travail en raison de la de Âsindustrialisation et du de Â veloppement des services. Voir, par exemple, Sneessens (1995) et Dre Áze et Sneessens (1995), Van der Linden (1997). 146

Ce projet a e Âte Â finance Â par le programme « Application de la te Âle Â matique dans le secteur public » de l'Union

europe Â enne. 147 148

Le lecteur trouvera la pre Â sentation de la me Âthodologie d'enque Ã te dans Guyot

et al.

(2000a., 2000b).

Ces de Â parts, soit ont de Âja Á eu lieu en 1999, avant la re Âalisation de l'enque Ã te, soit sont pre Âvus par l'employeur

avant la fin 2000. Il en est de me Ãme pour les embauches.

200


Tableau 10.1 EÂvolution des stocks et flux d'emploisa Emplois au 31/12 Embauches DeÂparts Solde Variation en %

1997

1998

1999-2000

246 413

252 386 (612 222) 31 023 (63264) 25 050 (62513) 5973 (62283) 2,4b

258 359 (estimation) 27 519 (62782) 10 074 (61402) 17 445 (62322) 6,9c

a Les valeurs entre parentheÁses indiquent les intervalles de confiance aÁ 95 % dans lesquels se situent les valeurs estimeÂes. b Il s'agit du rapport solde1998/emplois au 31.12.1997. c Il s'agit du rapport solde 1999-2000/emplois au 31.12.1998. Il ne s'agit donc pas d'un accroissement annuel. S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999. Source :

interpre Â te Â e ou, autre hypothe Á se, l'estimation des sorties futures est particulie Árement difficile et pre Ãte a Á plus d'erreurs. Les embauches pre Âvues sont, elles aussi, moins e Âleve Â es que celles observe Âes en 1998. La moyenne annuelle pour les deux anne Âes sous revue est de 13 760 embauches, contre 31 023 estime Âes pour 1998. Ces chiffres laissent a Á penser que les flux, tant au niveau des entre Âes qu'au niveau des sorties, pourraient e Ã tre sous-estime Â s, a Á moins que les chiffres de 1998 ne soient particulie Árement e Â leve Â s. Cette e Â ventuelle sous-estimation serait a Á mettre en rapport avec la nature pre Âvisionnelle des questions pose Âes et l'incertitude inhe Ârente a Á l'information demande Â e. Il convient de souligner que, a Á ce niveau, les distinctions entre embauche de remplacement, cre Âation de nouveaux postes et de Âparts ne donnant pas lieu a Á remplacement ne sont pas prises en compte

149

.

Sur la base du solde entre embauches et de Âparts, un taux de croissance annuel du volume de l'emploi a e Âte Â estime Â pour 1999 et 2000. Les diffe Ârences que nous venons de mettre en e Âvidence se traduisent par un accroissement annuel du volume de l'emploi en Re Âgion wallonne plus e Âleve Â pour 1999 et 2000 (3,4 %) que pour 1998 (2,4 %). Rappelons toutefois que l'accroissement pour les anne Âes 19992000 est construit a Á partir de donne Â es relatives aux intentions des entreprises, celui de 1998, sur la base de re Âalisations, ce qui limite en conse Âquence la porte Â e de la comparaison. Deux facteurs Ð la taille des e Âtablissements et les secteurs d'activite Â Ð ont une incidence non ne Âgligeable sur l'e Â volution de l'emploi. En ce qui concerne la taille, les tre Ás petits e Âtablissements (moins de 10 personnes) et les e Âtablissements employant entre 50 et 99 personnes affichent un taux de croissance particulie Árement e Â leve Â (4,4 % et 4,5 % respectivement). L'augmentation est nettement moins 149

Ces e Â le Âments ont cependant e Â te Â inte Â gre Âs a Á l'analyse comple Á te.

Â tudes Profils d'embauche et niveaux d'e

201

sensible dans les e Âtablissements de 10 a Á 49 personnes (3,1 %) et dans ceux de 100 personnes et plus (1,1 %). Au niveau des secteurs d'activite Â, des taux de croissance tre Ás e Â leve Â s sont observe Â s dans plusieurs secteurs

150

: banques (7,5 %), industrie me Âtallurgique

(6,5 %), services aux entreprises (5,2 %), textile, habillement, cuir et chaussure (5,5 %), bois et articles en bois (4,6 %), sante Â et aide sociale (4,4 %), transports et communication (4,3 %) et construction (4,3 %). Cinq secteurs se distinguent par une croissance faible, voire ne Âgative, du volume de l'emploi. Il s'agit de l'industrie extractive (1,1 %), de l'e Âlectronique et e Âlectrome Â canique (0,7 %), des machines, e Â quipements et automobile (0,6 %), des mine Âraux non me Â talliques (±0,6 %) et du caoutchouc et plastique (±0,8 %).

3. PROFILS D'EMBAUCHE ET NIVEAUX D'EÂTUDES Il est inte Â ressant, du point de vue de l'analyse des besoins en capital humain, d'examiner de manie Áre plus qualitative la nature des embauches. Pour ce faire, nous conside Ârerons les profils des futures embauches sous l'angle des variables relatives aux qualifications inte Âgre Â es dans le questionnaire. La premie Áre de celles-ci est le niveau d'e Âtudes. La cate Âgorisation des niveaux utilise Âe s'aligne sur la classification internationale mise au point par l'UNESCO (nomenclature CITE 97) tout en prenant en compte certaines spe Âcificite Â s de notre syste Áme e Â ducatif. Le tableau 10.2 pre Âsente la distribution des 27 519 intentions d'embauche suivant le niveau d'e Âtudes attendu par l'employeur. Dans plus de 7 cas sur 10, une pre Â fe Â rence en termes de niveau d'e Âtudes est exprime Â e. Dans les autres cas, cette variable ne semble pas e Ãtre un e Âle Â ment discriminant ou structurant du choix de l'employeur. Le niveau d'e Â tudes le plus souvent cite Â est celui du secondaire supe Ârieur technique (pre Á s d'une fois sur six). Viennent ensuite le supe Ârieur de type court, le secondaire supe Ârieur ge Âne Â ral, le secondaire supe Ârieur professionnel et le post 151

secondaire non supe Â rieur

. Il apparaõÃt donc que, dans 31 % des cas, le niveau

d'e Â tudes souhaite Â est le secondaire supe Ârieur. Les niveaux d'e Âtudes les plus e Âleve Âs 150

Les coefficients de variations sont toujours infe Ârieurs a Á

60,7 %, aÁ l'exception du solde 1998 ouÁ le coefficient

est de 20,0 %. 151

Cette cate Â gorie regroupe, pour l'instant, les certificats de qualification de septie Áme anne Â e de l'enseignement

secondaire, les formations « chef d'entreprises » de l'IFPME (Institut de formation permanentes pour les classes moyennes et les petites et moyennes entreprises) et certaines formations FOREM. Elle provient de la nouvelle classification internationale type de l'e Âducation de l'UNESCO (CITE 97), utilise Âe dans les comparaisons internationales. Cette classification est progressivement introduite dans les enque Ãtes belges comme, par exemple depuis 1999, dans l'enque Ã te Forces de Travail de l'INS (Institut national de statistiques).

202


Tableau 10.2 Intentions d'embauche suivant le niveau d'eÂtudes deÂsireÂ (en % Ð N Niveaux d'eÂtudes

27 519

)a

Distribution

preÂfeÂrenceb

Sans Primaire Secondaire infeÂrieur technique, artistique et professionnel Secondaire infeÂrieur geÂneÂral Secondaire supeÂrieur professionnel Secondaire supeÂrieur technique Secondaire supeÂrieur geÂneÂral Post secondaire non supeÂrieur SupeÂrieur type court SupeÂrieur type long Universitaire

29,0 2,2 6,7 2,1 7,3 15,9 7,8 6,7 14,3 1,9 5,9

Total

100,0

6

a Les intervalles de confiance aÁ 95 % sont toujours infeÂrieurs aÁ 0,5 %. b Cette rubrique regroupe les embauches par rapport auxquelles aucune

preÂfeÂrence n'est formuleÂe par l'employeur (28,5 % des cas) et celles par rapport auxquelles nous ne disposons pas de reÂponse (0,5 % des cas). Il en est de meÃme pour les analyses ulteÂrieures. S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999. Source :

sont relativement peu demande Âs (demande particulie Á rement faible pour le supe Ârieur de type long). Il en est de me Ãme pour les niveaux les plus bas. Une analyse de Â sagre Â ge Â e selon le type d'e Âtablissement apporte quelques nuances a Á ces constats. Tout d'abord, la taille des e Âtablissements semble influencer les pre Âfe Â rences. Si les e Â tablissements de petite taille Ð moins de 10 personnes Ð re Âve Á lent des pre Â fe Â rences ne s'e Âcartant gue Áre des pre Â fe Â rences exprime Â es par l'ensemble de la population, il n'en est pas de me Ãme pour les autres cate Âgories d'e Â tablissements. Ainsi, les e Â tablissements de 10 a Á 49 personnes et de 50 a Á 99 personnes se caracte Â risent par une tre Ás forte absence de pre Âfe Â rence quant au niveau d'e Âtudes (44,3 % des embauches et 40,7 % respectivement, contre 29 % pour l'ensemble de la population). Dans les e Âtablissements de 50 a Á 99 personnes, on constate une pre Â fe Â rence plus fre Âquente que celle observe Âe sur l'ensemble de la population pour le secondaire supe Ârieur technique (35,2 % des souhaits contre 15,9 %). 152

Dans les grands e Âtablissements

(100 personnes et plus), l'absence de

pre Â fe Â rence ne concerne que 4,2 % des embauches. Il est permis de penser que la plus grande pre Âcision des attentes observe Âe dans ces grands e Âtablissements corresponde a Á un degre Â plus e Â leve Â d'organisation des ressources humaines et de 152

En ce qui concerne les valeurs obtenues suivant les tailles des e Âtablissements, les intervalles de confiance a Á

95 % sont toujours infe Ârieurs a Á classe 4.

60,8 % pour les classes 1 et 2, aÁ 61,6 % pour la classe 3 et aÁ 62,9 % pour la

Â tudes Profils d'embauche et niveaux d'e

203

planification de la gestion du personnel. Les demandes exprime Âes par ces grands e Â tablissements concernent de manie Áre privile Âgie Â e les hauts niveaux d'e Âtudes : niveau universitaire et niveau supe Ârieur de type court (avec respectivement 14,1 % et 31,5 % contre 5,9 % et 14,3 % pour l'ensemble de la population) ; le niveau secondaire supe Ârieur technique est e Âgalement bien repre Âsente Â (30,5 % contre 15,9 % pour l'ensemble de la population). Cette demande plus fre Âquente de diplo Ã mes supe Â rieurs dans les e Âtablissements de grande taille peut s'interpre Âter comme le reflet d'une structure d'activite Âs plus complexe ou ÂÁ les fonctions reque rant de hauts niveaux de qualification Ð telles les fonctions de conception, de coordination et d'encadrement Ð occupent davantage de place que dans les petites et moyennes entreprises.

Tableau 10.3 Intentions d'embauche suivant le niveau d'eÂtudes deÂsireÂ : situation dans les secteurs d'activiteÂs (niveaux les plus freÂquemment citeÂs Ð en %)a

Horeca Services personnels Caoutchouc, plastique Autres ind. Manuf. Text., habil., cuir et chaus. Bois et articles en bois Industrie alimentaire Construction Commerce et reÂparation Industrie meÂtallurgique Papier, carton et eÂdition Industrie extractive Transports et commun. MineÂraux non meÂtalliques Services aux entreprises SanteÂ et aide sociale Chimie Banques Assurances Machin., eÂquip. et autom. Assoc. professionnelles EÂlectron. et eÂlectromeÂcan.

Sans preÂf.

Sec. inf. T. A. P.

45,4 28,5 20,8 48,1 46,9 31,7 55,0 35,1 30,5 29,3 24,2

9,2 23,2 48,5

42,8 40,9 27,3

39,4

Sec. sup. P.

26,3 31,6 27,2

Sec. sup. T

Sec. sup. G

12,8 21,1 17,1 19,1 21,2 29,9

24,0 22,5 28,0 30,0 18,8

Post Sup. sec. non court sup.

31,2

38,2

22,6 28,2 35,0 34,1 35,4 74,1

Univ.

30,0 30,0 33,3

a Les secteurs preÂsentant des configurations de preÂfeÂrences similaires sont regroupeÂs entre eux. Les griseÂs

deÂlimitent ces regroupements. Les intervalles de confiance sont toujours infeÂrieurs aÁ 610,0 %. S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999. Source :

204


On observe ensuite une grande variabilite Â de la re Â partition des intentions d'embauche selon les secteurs d'activite Â. Ceci est illustre Â dans le tableau 10.3 ou Á sont reporte Â s, pour chaque secteur, les deux cate Âgories obtenant les fre Âquences les plus e Â leve Â es. Une analyse en colonnes montre que deux cate Âgories de re Âponses sont partage Â es par un grand nombre de secteurs : il s'agit des cate Âgories « sans pre Â fe Â rence » et « secondaire supe Ârieur technique ». La fre Âquence des « sans pre Âfe Â rence » est particulie Árement e Â leve Â e : elle est comprise entre 21 % et 55 %, avec 6 secteurs sur 22 au-dela Á de 40 %. De l'analyse en ligne, il ressort que les trois premiers secteurs se de Âmarquent par des attentes de niveaux d'e Âtudes particulie Árement peu e Â leve Â s ; les secteurs suivants ont, dans l'ensemble, des attentes plus e Â leve Â es en matie Á re de niveau d'e Âtudes, tout en gardant une proportion importante de re Â ponses « sans pre Âfe Â rences » ; certains secteurs (mine Âraux non me Â talliques et services aux entreprises) se distinguent par une polarisation marque Âe des attentes (« sans pre Â fe Â rences » ou « supe Ârieur type court ») ; les secteurs de la chimie, des banques et des assurances, souhaitent recruter des personnes de niveaux d'e Âtudes relativement e Âleve Â s ; les trois derniers secteurs se particularisent par des pre Âfe Ârences similaires et marque Âes pour le secondaire supe Ârieur technique et l'universitaire. Les besoins en termes de niveau de formation varient donc suivant les caracte Â ristiques de taille ou de secteur d'activite Â. Ce constat demeure valable en ce qui concerne le domaine de formation.

4. PROFILS D'EMBAUCHE ET DOMAINES DE FORMATION Le questionnaire soumis aux employeurs permet d'identifier leurs attentes par rapport au domaine d'e Âtudes. Ce domaine a e Âte Â code Â en re Âfe Â rence a Á la nomenclature EUROSTAT/CEDEFOP (1999) a Á trois chiffres

153

.

Un grand nombre d'employeurs e Âprouvent quelque difficulte Â a Á pre Â ciser le domaine attendu pour l'emploi a Á pourvoir. En effet, dans un cas sur dix, aucun 154

. Faut-il voir la Á une me Â connaissance du syste Áme de domaine n'est explicite Â Á ces 9,7 %, il faut ajouter les situations d'embauche ou formation ? A Á aucun domaine n'est requis, soit 15,5 % des cas, et celles ou Á le domaine de formation n'est pas un crite Á re de se Âlection, soit 15,5 % (« sans pre Âfe Â rence »). Au total, le domaine de formation apparaõÃt non discriminant dans 40 % des embauches. En ce qui concerne les 60 % d'embauches restantes, les demandes les plus fre Âquentes 153

Pour alle Âger la pre Âsentation, nous nous bornerons ici a Á analyser la situation relative au de Âcoupage des

domaines de formation en deux chiffres, qui correspond a Á la classification des domaines d'e Âtudes de l'UNESCO (CITE 97). 154

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont toujours infe Ârieurs a Á

60,5 %.

Profils d'embauche et domaines de formation

205

portent sur les formations « inge Ânierie et techniques apparente Âes » (13,2 %) et « programmes de base » (12,8 %). Viennent ensuite l'architecture et ba Ãtiment (6,8 %), la sante Â (6,0 %) et le commerce et administration (5,8 %). Enfin, trois domaines ferment la liste : les services aux particuliers (3,0 %), la transformation et traitement (2,2 %) et l'informatique (1,3 %). Les autres domaines affichent des valeurs infe Â rieures a Á 1 %. Les souhaits exprime Â s par les entreprises sont marque Âs d'une he Âte Â roge Â ne Â ite Â lie Âe a Á la taille des e Â tablissements ainsi qu'a Á leur secteur d'activite Â. Les e Â tablissements de moins de 10 personnes expriment des attentes similaires a Á celles observe Â es dans l'ensemble de la population

155

. Les e Â tablissements

de 10 a Á 49 personnes se diffe Ârencient par des besoins moins marque Âs en termes de programmes de base (6,3 %). Les e Âtablissements de 50 a Á 99 personnes se caracte Â risent par une proportion tre Ás e Â leve Â e de « aucun diplo Ã me requis » (36,9 %) et l'absence de besoins par rapport aux domaines « commerce et administration » et « sante Â ». Enfin, les e Âtablissements les plus importants (100 personnes ou plus) pre Â cisent beaucoup plus fre Âquemment leurs attentes quant au domaine de formation (seulement 4,8 % de « sans pre Âfe Â rence » et 3,6 % de « sans re Âponse »). La cate Â gorie « diplo Ã me non requis » y est particulie Á rement peu repre Â sente Â e (0,5 % contre 15,5 % pour l'ensemble de la population), au contraire des domaines « inge Â nierie et techniques apparente Â es » et « sante Â » (23,6 % et 24,5 % respectivement, contre 14,4 % et 6 % dans l'ensemble de la population). Quant aux spe Â cificite Â s sectorielles, les re Âsultats les plus marquants

156

met-

tent en e Â vidence les caracte Âristiques suivantes. Primo, plusieurs secteurs se distinguent par une proportion de « aucun diplo Ã me requis » nettement supe Ârieure a Á la moyenne (15,5 %) : c'est le cas des secteurs agroalimentaire (50,3 %), transports et communication (37 %), autres industries manufacturie Áres (38 %), industrie me Âtallurgique (29,3 %), mine Âraux non me Â talliques (30,7 %), horeca (24 %) et papier carton (22 %). Plus nombreux sont les secteurs affichant une proportion de « sans pre Âfe Â rence » tre Ás e Â leve Â e, aussi ne citerons-nous que les plus importants : transports et communication, textile et habillement, services aux entreprises et commerce et re Âparation, avec des taux compris entre 39 et 46 % ; autres industries manufacturie Áres, horeca et services personnels, avec des proportions e Âgales ou supe Â rieures a Á 30 %. Secundo, lorsque des pre Âfe Â rences sont exprime Â es, elles concernent davantage des domaines spe Âcifiques que des programmes de base. Seules les banques expriment une pre Âfe Â rence marque Â e pour les programmes de base, avec 41 % des embauches pre Âvues. 155

Pour ce qui est des valeurs obtenues suivant les tailles des e Âtablissements, les intervalles de confiance a Á 95 %

sont toujours infe Â rieurs a Á 156

63,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % varient de

60,5 % aÁ 68,0 %.

206


Tertio, les demandes pour des domaines de formation spe Âcifiques sont plus ou moins concentre Â es selon le secteur. Elles apparaissent concentre Âes dans les secteurs suivants : assurances, avec 3/4 des embauches pre Âvues concernant des candidats spe Â cialise Â s en commerce et administration ; industrie me Âtallurgique et machines, e Â quipements et automobile, avec pre Ás de 60 % des embauches pre Âvues s'adressant a Á des candidats forme Âs en « inge Ânierie et techniques apparente Âes » ; sante Â et aide sociale, ou Âgie Â est le domaine Á le domaine de formation privile « sante Â » (46 % des embauches pre Âvues) ; industrie extractive, chimie et e Âlectronique & e Â lectrome Â canique, ou Á 80 % des embauches sont concentre Âes sur Á de 60 % a deux domaines de formation, dont « inge Ânierie et techniques apparente Âes » (proche de 50 % dans chacun des cas). Les domaines de formations sont plus disperse Âs dans les autres secteurs.

5. PROFILS D'EMBAUCHE ET EXPEÂRIENCE ANTEÂRIEURE L'enque Ã te aborde la question des qualifications non formellement accre Âdite Â es par le biais d'une question sur le nombre d'anne Âes d'expe Â rience souhaite Â . En ce qui concerne la situation pour l'ensemble des e Âtablissements de la Re Âgion 157

wallonne

, on constate que la grande majorite Â des employeurs (55,1 %) n'ex158

priment pas de pre Âfe Â rence quant a Á l'expe Â rience ante Ârieure

et que moins de 40 % 159

de ceux-ci (37,3 %) se prononcent en faveur d'une expe Ârience de 1 a Á 5 ans

. Le

nombre d'anne Â es d'expe Â rience le plus fre Âquemment souhaite Â est 5 ans ; viennent ensuite 2 ou 3 ans. L'absence totale d'expe Ârience de me Ã me qu'une expe Ârience tre Ás longue (supe Â rieure a Á 5 ans) concernent, l'une et l'autre, moins de 4 % des embauches. Peu nombreux sont les employeurs souhaitant une expe Ârience supe Â rieure a Á 5 ans (3,7 %). Il en est de me Ãme pour ceux qui de Âsirent engager du personnel inexpe Â rimente Â (moins de 4 embauches sur 100). On peut poser l'hypothe Áse selon laquelle les exigences en termes d'anne Âes d'expe Â rience correspondent souvent a Á une exigence de compe Â tences sociales. Une expe Ârience professionnelle de 1 a Á 3 ans peut e Ã tre vue comme une capacite Â de socialisation au travail. C'est surtout vrai pour les bas niveaux de qualification. Il conviendrait, dans un travail d'analyse 157 158

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont toujours infe Ârieurs a Á

61,0 %.

La rubrique « aucune pre Âfe Â rence exprime Â e » regroupe les cas ou Â pondant ne fournit pas d'information Á le re

(2,7 %) et ceux ou Â rience ne constitue pas un crite Áre de pre Â fe Â rence (52,4 %). Il en est de me Ãme pour les Á l'expe analyses ulte Â rieures. La cate Â gorie « 0 anne Â e » correspond aux embauches pour lesquelles l'employeur pre Âfe Á re engager une personne sans expe Â rience. 159

Ces donne Â es s'e Â cartent des re Âsultats de l'enque Ã te de l'HIVA (Denolf

et al.

, 1999) selon laquelle 61,8 % des

entreprises wallonnes exigent une expe Ârience professionnelle des candidats a Á l'embauche. La comparaison doit e Ã tre interpre Â te Âe avec prudence, vu que la population de re Âfe Â rence de l'enque Ã te du HIVA n'est pas identique a Á celle de l'enque Ã te LAPIN.

Profils d'embauche et connaissance des langues

207

ulte Â rieur, d'examiner de manie Áre conjointe les exigences en termes d'expe Ârience professionnelle et le niveau de diplo Ã me, avec pour hypothe Áse qu'un haut niveau de diplo Ã me peut compenser une faible expe Ârience professionnelle (en ce sens qu'il serait e Â galement un signalement pour des compe Âtences sociales) et inversement. L'expe Â rience ante Ârieure est appre Â cie Â e de manie Á re diverse selon la taille des 160

e Â tablissements et les secteurs d'activite Â. Conside Â rant la taille de l'e Âtablissement

,

il apparaõÃt que les e Â tablissements de moins de 10 personnes ont un profil d'attentes similaire a Á celui observe Â au niveau de l'ensemble des e Âtablissements. Par contre, les e Â tablissements de 10 a Á 49 personnes et de 50 a Á 99 personnes se distinguent par une pre Â fe Â rence plus prononce Âe pour les candidats ayant 3 anne Âes d'expe Â rience (13,1 %). Notons en outre que, dans le cas des e Âtablissements de 50 a Á 99 travailleurs, seule 1 embauche sur 4 se voit caracte Ârise Â e par une pre Â fe Â rence relative a Á l'expe Â rience. Les e Âtablissements de grande taille (100 employe Âs et plus) adoptent une configuration d'attentes se distinguant par l'importance relative de la pre Âfe Â rence pour des personnes sans expe Ârience (14,3 %) ou be Âne Â ficiant d'un grand nombre d'anne Âes d'expe Â rience (20,6 % pour cinq anne Âes d'expe Â rience) et par des souhaits plus fre Âquemment e Â mis (56,6 %) que dans l'ensemble de la population. 161

Nos re Â sultats

mettent e Â galement en e Âvidence que les attentes relatives a Á

l'expe Â rience professionnelle de Âpendent du secteur conside Â re Â . Certains secteurs Ð notamment le secteur bancaire, le secteur alimentaire et le secteur des mine Âraux non me Â talliques Ð expriment nettement moins souvent que les autres des attentes relatives a Á l'expe Â rience ante Â rieure alors que d'autres, tels que l'industrie me Âtallurgique et l'industrie extractive, expriment de manie Áre nettement plus fre Âquente de telles attentes. Six secteurs se distinguent par une volonte Â plus nette de recours a Á des candidats sans expe Ârience : associations professionnelles (22,6 %), machines, e Â quipements et automobile (16,1 %), sante Â et aide sociale (15,6 %), bois et articles en bois (12,4 %), textile, habillement, cuir et chaussure (10,6 %) et caoutchouc, plastique (10,0 %).

6. PROFILS D'EMBAUCHE ET CONNAISSANCE DES LANGUES L'enque Ã te consacre e Âgalement plusieurs questions aux attentes des employeurs en ce qui concerne certaines compe Âtences spe Â cifiques, telles la maõÃtrise des langues e Â trange Á res et des outils informatiques. Les principaux re Âsultats relatifs aux langues e Â trange Á res sont reporte Â s dans le tableau 10.4, sans distinction de la nature des langues (anglais, ne Âerlandais, autres) ni du niveau de maõÃtrise (actif, passif). 160


95 % sont toujours infe Ârieurs a Á 161

63,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont ge Â ne Â ralement infe Â rieurs a Á

65,0 %, avec un maximum de 610,0 %.

208


Tableau 10.4 Intentions d'embauche suivant le nombre de langues eÂtrangeÁres deÂsireÂ (en % Ð N

27 519

)a

Langues

Distribution

Aucune preÂciseÂe 1 langue 2 langues 3 langues et plus Sans reÂponse

69,4 14,8 8,0 6,8 1,0

Total

a

100,0

Les intervalles de confiance aÁ 95 % sont toujours infeÂrieurs aÁ 61,0 %. S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999.

Source :

Dans pre Á s de 7 cas sur 10, aucune attente en termes de langue e Âtrange Á re n'est exprime Âe. Les besoins « multiples » concernent moins d'une embauche sur six (15,1 %). La taille des e Â tablissements est un facteur discriminant

162

: les e Â tablisse-

ments de 100 personnes ou plus expriment des attentes en matie Áre de connaissances linguistiques pour 60 % des embauches pre Âvues (une seule langue dans 45 % des cas) ; en revanche, les e Âtablissements de 10 a Á 49 employe Â s n'expriment de telles attentes que dans 20 % des embauches. Le poids attache Â a Á la connaissance des langues varie e Âgalement avec le secteur d'activite Â

163

. Quatre secteurs y attachent un poids particulie Árement impor-

tant : machines, e Âquipements & automobile, e Âlectronique & e Âlectrome Â canique et caoutchouc & plastique ou Âe dans pre Á s de Á la connaissance des langues est souhaite 70 % des embauches ; vient ensuite le secteur des banques, avec 53 %. Dans trois de ces secteurs Ð tous a Á l'exception du secteur machines, e Âquipements & automobile Ð la fre Âquence des attentes pour la maõÃtrise de 3 langues et plus y est spe Â cialement e Â leve Â e (entre 25 % et 30 % des embauches).

7. PROFILS D'EMBAUCHE ET CONNAISSANCES INFORMATIQUES Les connaissances en informatique attendues en priorite Â par les employeurs wallons sont de Â crites dans le tableau 10.5. On en retiendra d'abord que, dans pre Ás de 7 cas sur 10, aucune connaissance informatique n'est requise. Les connais162

Pour les valeurs obtenues suivant les tailles des e Âtablissements, les intervalles de confiance a Á 95 % sont

toujours infe Â rieurs a Á 163

62,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont ge Â ne Â ralement infe Â rieurs a Á

63,0 %, avec un maximum de 69,0 %.

Profils d'embauche et connaissances informatiques

209

Tableau 10.5 Intentions d'embauche suivant le type de connaissances informatiques deÂsireÂ (en % Ð N

27 519

)a

Type de connaissances

Distribution

Aucune Bureautique Logiciels speÂcialiseÂs Robotique Sans reÂponse

68,0 15,4 12,4 2,6 1,6

Total

a

100,0

Les intervalles de confiance aÁ 95 % sont toujours infeÂrieurs aÁ 61,0 %. S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999.

Source :

sances informatiques les plus souvent attendues concernent la bureautique. La connaissance de logiciels spe Âcialise Â s vient en seconde place, tandis que les connaissances en robotique ne sont cite Âes en premier lieu que dans moins de 3 cas sur 100. Le croisement des variables « besoins en connaissances informatiques » et taille met en e Âvidence des particularite Âs marque Â es, a Á l'exception des plus petits e Â tablissements (moins de 10 personnes)

164

. C'est dans les e Âtablissements de taille

interme Â diaire Ð 10 a Á 49 personnes et 50 a Á 99 personnes Ð que les besoins sont les Á moins fre Â quents (ils concernent respectivement 17 % et 20 % des embauches). A l'inverse, les besoins sont nettement plus importants au sein des grands e Âtablissements (100 personnes et plus). On constate, en effet, qu'une attente en termes de connaissances informatiques y est exprime Âe pour 63,4 % des embauches. La bureautique occupe, tout comme au niveau global, la premie Áre place (30,2 %). Les logiciels spe Âcialise Â s sont tre Á s demande Â s, eux aussi (29,1 %). Les besoins en connaissances robotiques correspondent a Á 4,0 % des embauches. Les re Â sultats mettent en e Âvidence des configurations de demandes de connaissances informatiques lie Âes aux spe Â cificite Â s sectorielles : ±

demande de connaissances informatiques peu fre Âquente dans l'industrie extractive, l'horeca, les transports et communication, la construction, l'industrie me Â tallurgique, l'industrie alimentaire, le textile, habillement, cuir & chaussures, et les services personnels ;

±

demande de compe Âtence en bureautique fre Âquente dans le bois et articles en bois, le papier, carton et e Âdition, l'e Âlectronique et e Âlectrome Â canique, les assurances, les services aux entreprises et les associations professionnelles ;

164


95 % sont toujours infe Ârieurs a Á

62,0 %.

210 ±


demande de compe Âtences en robotique fre Âquente dans les secteurs du papier, carton & e Âdition et du caoutchouc & plastique ;

±

demande de logiciels spe Âcialise Â s fre Â quente dans la chimie, les machines, l'e Â lectronique et l'e Âlectrome Â canique, e Â quipements et automobile, les banques, les assurances, les services aux entreprises et les associations professionnelles.

8. MISE EN PERSPECTIVE DES REÂSULTATS Á l'issue de cette pre A Âsentation des re Âsultats de l'enque Ãte LAPIN, nous souhaitons apporter quelques comple Âments d'analyse. D'une part, il nous paraõÃt inte Â ressant de tester la robustesse de notre diagnostic en confrontant certains re Â sultats de l'enque Ãte avec ceux e Âmanant d'autres enque Ãtes ou sources d'information. D'autre part, une mise en regard des qualifications pre Âsente Â es par les demandeurs d'emploi avec les exigences des employeurs telles qu'elles sont saisies dans l'enque Ã te LAPIN devrait constituer un barome Átre de l'ade Â quation qualitative entre l'offre et la demande de travail, ce qui, rappelons-le, est un des objectifs de l'enque Ã te. En ce qui concerne le premier point, nous disposons de deux types de donne Â es : les donne Âes relatives aux emplois vacants notifie Âs au FOREM et les donne Â es d'enque Ã te du HIVA. Comme nous l'avons signale Â dans l'introduction, le niveau de de Â sagre Â gation sectorielle des donne Âes publie Â es par le FOREM et l'HIVA n'est pas aussi fin que celui de l'enque Ãte LAPIN. Ceci nous oblige a Á conside Â rer les demandes des entreprises au niveau le plus agre Âge Â . Par ailleurs, seul le niveau de qualification appre Â hende Â par le niveau de diplo Ã me souhaite Â par les entreprises peut faire l'objet de comparaisons entre ces trois sources de donne Âes. Nous pre Â sentons dans les tableaux 10.6 et 10.7 les donne Âes disponibles. Le tableau 10.6 appelle les commentaires suivants. Tout d'abord, il convient de rappeler que l'enque Ãte LAPIN ne concerne que les entreprises du secteur prive Â marchand, alors que les postes vacants notifie Âs au FOREM peuvent ressortir des secteurs public et prive Â, marchand et non marchand. Ensuite, la cate Â gorie « post secondaire non supe Ârieur » est une cate Â gorie inexistante a Á ce jour dans les statistiques administratives. Les postes vacants notifie Âs au FOREM se re Â partissent de Ás lors entre les autres cate Âgories, d'ou Â a Á Á le pourcentage nul attache cette cate Âgorie dans le tableau. Hormis cette diffe Ârence lie Âe a Á la collecte des informations, le principal e Âcart entre les donne Âes LAPIN et FOREM se situe au niveau de la premie Áre cate Â gorie, qui agre Á ge les « sans pre Âfe Â rence » et les niveaux de diplo Ã mes les plus bas Ð primaire et secondaire infe Ârieur. On trouve en effet dans cette cate Âgorie une proportion d'embauches selon l'enque Ãte LAPIN

Â sultats Mise en perspective des re

211

Tableau 10.6 ReÂpartition des exigences des employeurs en matieÁre de formation (en %) Places vacantes recËues FOREM, 1998

EnqueÃte LAPIN 1999 Wallonie

46 25 7 0 19 3

40 23 8 7 16 6

100

100

Sans exigences, primaire et secondaire infeÂrieur Secondaire supeÂrieur technique ou professionnel Secondaire supeÂrieur geÂneÂral Post-secondaire non supeÂrieur SupeÂrieur non universitaire SupeÂrieur universitaire Total

Source :

FOREM, 1999 ; S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999.

Tableau 10.7 Exigences des employeurs en matieÁre de formation : situation en ReÂgion wallonne et en Belgique (en %)

Secondaire infeÂrieur maximum Secondaire supeÂrieura SupeÂrieur Total

Wallonie (LAPIN)

Wallonie (HIVA)

Belgique (HIVA)

40,0 38,0 22,0

53,6 21,6 24,9

41,8 25,1 33,2

100,0

100,0

100,0

a Les exigences en matieÁre d'enseignement post-secondaire non supeÂrieur ont eÂteÂ reprises dans la cateÂgorie

« secondaire supeÂrieur ». HIVA Ð EnqueÃte 1999, S.E.S ; Ð EnqueÃte LAPIN 1999. Source :

infe Â rieure a Á la proportion de postes vacants notifie Âs au FOREM. Notons enfin que la proportion de postes s'adressant a Á des titulaires de diplo Ã mes supe Â rieurs Ð universitaires et non universitaires confondus Ð est e Âquivalente dans les deux cas (22 %), bien que la re Âpartition entre les niveaux de l'enseignement supe Ârieur soit le Â ge Á rement diffe Ârente selon les sources. Comme on peut le voir sur la base des donne Â es pre Â sente Â es dans le tableau 10.7, les divergences sont plus marque Âes par rapport a Á l'enque Ã te du HIVA de 1998

165

, ou Âes, au niveau re Â gional, en trois Á les qualifications sont ventile

cate Â gories de diplo Ã mes : secondaire infe Ârieur, secondaire supe Ârieur et supe Â rieur. Il est difficile d'expliquer ces e Âcarts, d'autant que, selon les donne Âes du HIVA, la Á la Wallonie apparaõÃt comme un outsider par rapport a Á la moyenne belge. A diffe Â rence de l'enque Ãte LAPIN, l'enque Ãte du HIVA porte sur un e Âchantillon d'entreprises des secteurs public et prive Â ; de plus, les donne Âes du HIVA sont ante Â rieures d'une anne Âe a Á celles de LAPIN. Il est cependant peu probable que ces 165

Voir Denolf

et al.

(1999). Cette enque Ã te a porte Â en 1998 sur 1079 entreprises wallonnes.

212


diffe Â rences suffisent a Á expliquer les e Âcarts entre re Â partitions des qualifications requises. En ce qui concerne l'ade Âquation qualitative entre l'offre et la demande de travail, nous comparerons tout d'abord les caracte Âristiques des demandeurs d'emplois avec les exigences des entreprises telles qu'exprime Âes dans l'enque Ãte LAPIN au travers des niveaux de diplo Ã mes requis. La situation est synthe Âtise Âe dans la figure 10.1, ou Â sente Â es trois courbes. La premie Áre courbe concerne Á sont pre les demandeurs d'emplois inscrits au FOREM en janvier 1999

166

. Les deux autres

courbes repre Â sentent la re Â partition des demandes des entreprises en matie Áre de diplo Ã mes requis a Á l'embauche ; la diffe Ârence entre les deux courbes re Âsulte du traitement de la cate Âgorie « sans pre Âfe Â rence » Ð soit environ 30 % des re Âponses

cf.

(

tableau 10.2). La courbe en trait discontinu agre Áge cette cate Â gorie avec la

cate Â gorie des embauches les moins exigeantes en termes de niveau de diplo Ã me. Bien que cette agre Âgation soit habituelle, il convient d'en souligner le caracte Áre arbitraire et d'en ve Ârifier la pertinence selon le cadre d'analyse dans lequel on se

35%

Demandeurs d’emploi occupés et inoccupés (n = 291 619)

30%

LAPIN 99 (n = 27 519)

25%

LAPIN 99 niveaux définis (n = 19 525)

20% 15% 10% 5%

Au tr

es

étu

de

s

ire ita Un ive rs

(te rm iné Prim ou aire no Se n) c. i nf. tec (C Q hn. o 4/5 u )(A pro 3,A f. 4) Se c. i nf. g (C én. ES I) Se c. s up (C . pro Q 6/7 f. ) Se c. s (C up. t Q 6/7 echn )(A . 2) Se c. s up . (C gén ES . S) Su pé rie ur co u (A r t 1) Su pé rie ur lon g

0%

Figure 10.1 ReÂpartition des offres d'emploi (reÂsultats de l'enqueÃte LAPIN) et des demandes d'emploi Source :

166

selon le niveau d'eÂtudes : situation en ReÂgion wallonne DonneÂes FOREM, janvier 1999, S.E.S ; Ð EnqueÃte LAPIN 1999.

Nous avons inclus dans cette cate Âgorie les demandeurs d'emploi occupe Âs. La prise en compte de ces derniers,

a Á co Ã te Â des demandeurs d'emplois inoccupe Â s, se justifie pleinement vu que l'allocation optimale des travailleurs entre postes de travail se re Âalise aussi par la rotation des travailleurs entre emplois.

Â sultats Mise en perspective des re

213

situe. La courbe en trait continu ne Âglige les « sans pre Âfe Â rence » et ne conside Áre que les re Â ponses associe Â es a Á un choix de Â fini de niveau de diplo Ã me. La modification de la population de re Â fe Â rence implique une conversion proportionnelle de la re Âpartition des niveaux de qualification demande Âs

167

.

Quelle que soit la repre Âsentation de la structure des offres d'emplois, l'intersection des courbes repre Âsentant la re Â partition par niveau de diplo Ã me des candidats a Á l'embauche, d'une part, et des emplois offerts, d'autre part, re Âve Á le un de Â se Â quilibre structurel entre l'offre et la demande de qualifications. En particulier, on identifie un de Âficit significatif de diplo Ã me Âs de l'enseignement secondaire supe Â rieur technique, de diplo Ã me Â s de l'enseignement supe Ârieur de type court et d'universitaires. Il s'agit bien entendu d'un de Âficit relatif, la comparaison des offres et demandes portant sur des populations de tailles tre Ás diffe Â rentes : pre Á s de 300 000 demandeurs d'emplois pour 27 500 intentions d'embauche. Á la diffe A Â rence de la courbe en trait continu, la courbe en trait discontinu sugge Á re une correspondance e Âtroite entre l'offre et la demande de travailleurs pourvus du niveau de qualification le plus faible. Accepter cette correspondance revient a Á accepter l'hypothe Áse que les employeurs qui n'expriment pas de pre Âfe Â rence pour un niveau donne Â de diplo Ã me sont pre Ã ts a Á engager inconditionnellement des personnes dont le niveau d'e Âducation ne de Âpasse pas l'enseignement 168

primaire. Cette hypothe Áse, qu'il est difficile d'accepter sur un plan the Âorique

,

est de Â mentie empiriquement. Nous le montrons dans la figure 10.2, ou Âpartitions Á nous confrontons les re par niveau de diplo Ã me des embauches LAPIN Ð repre Âsente Â es par les me Ã mes courbes en trait continu et discontinu que celles de la figure 10.1 Ð, des actifs et des actifs occupe Âs

169

. On voit, en effet, que la re Âpartition des embauches LAPIN

en trait discontinu surestime largement la proportion d'offres d'emploi exigeant un diplo Ã me d'e Â tudes primaires par rapport au poids des diplo Ã me Â s du primaire dans l'emploi ou dans la population active. Un de Âcalage d'une telle ampleur entre les actifs et les nouvelles embauches semble peu vraisemblable. Á la re A Â partition des embauches LAPIN en trait discontinu, nous pre Âfe Â rerons celle repre Â sente Â e en trait continu, qui correspond davantage a Á la re Â partition par niveau de diplo Ã mes des actifs ou des actifs occupe Âs. Adoptant cette repre Âsentation 167

Une troisie Áme option, non repre Âsente Â e afin d'e Â viter la surcharge, e Â tait de distinguer la cate Âgorie « sans

pre Â fe Â rence » ; cette courbe correspondrait en tous points a Á la courbe en trait discontinu, sauf a Á l'origine. 168

On peut penser que si le diplo Ã me ne constitue pas le principal crite Áre de se Â lection, c'est que d'autres crite Áres,

tels l'expe Â rience, la motivation, des savoir-faire spe Âcifiques, sont juge Â s plus approprie Â s pour repe Â rer et e Â valuer l'aptitude des candidats a Á occuper les postes vacants. Une corre Âlation positive entre ces crite Áres et le niveau d'e Â ducation des individus ne pouvant e Ãtre exclue, la prudence s'impose lors des interpre Âtations. 169

Cette comparaison appelle le me Ãme type de re Âserves que celles e Âmises a Á propos de comparaisons pre Â ce Â dentes,

a Á savoir que les embauches LAPIN concernent uniquement les entreprises prive Âes du secteur marchand, alors que les actifs appartiennent a Á tous les secteurs.

214


Actifs occupés BIT – de 50 ans (n = 959 539)(EFT 98)

35%

LAPIN 99 (n = 27 519)

30%

LAPIN 99 niveaux définis (n = 19 525)

25%

Actifs BIT – de 50 ans (n = 1 128 458)(EFT 98)

20% 15% 10% 5%

Au tr

es

étu

de

s

re tai rsi ive Un

c. i Se

(te

rm

iné Prim ou aire no n)

nf. t (C echn Q 4/5 . ou )(A pro 3,A f. 4) Se c. i nf. g (C én. ES I) Se c. s up (C . pro Q 6/7 f. ) Se c. s (C up. t Q 6/7 echn )(A . 2) Se c. s up . (C gén ES . S) Su pé rie ur co u (A r t 1) Su pé rie ur lon g

0%

Figure 10.2 ReÂpartition des intentions d'embauche (reÂsultats de l'enqueÃte LAPIN) et de la population Source :

active et active occupeÂe selon le niveau d'eÂtudes : situation en ReÂgion wallonne EnqueÃte Forces de Travail 1998 (INS) ; S.E.S. Ð EnqueÃte LAPIN 1999.

en trait continu, on remarque que les diplo Ã me Â s de l'enseignement secondaire supe Â rieur technique et de l'enseignement supe Ârieur de type court occupent une place plus importante dans les recrutements envisage Âs que dans les actifs, ce qui confirme les observations qui se de Âgagent de la figure 10.1.

9. CONCLUSIONS Cette e Â tude apporte un e Âclairage nouveau sur plusieurs aspects du marche Â du travail en Wallonie. La mise en perspective des re Âsultats de l'enque Ãte avec des donne Â es relatives aux qualifications des demandeurs d'emploi constitue, en outre, un comple Â ment d'information appre Âciable. Nous synthe Â tisons successivement ces divers apports. En ce qui concerne les embauches, plusieurs informations se de Âgagent de notre enque Ã te. Sur le plan quantitatif, d'abord, ou Â visions d'embauches laissent Á les pre entrevoir une croissance soutenue de l'emploi. On passe, en effet, d'un taux de

Conclusions

observeÂ estimeÂ

croissance annuel annuel moyen

215

de 2,4 % entre 1997 et 1998 a Á un taux de croissance

de 3,4 % de 1998 a Á 2000. Cette croissance est toutefois

marque Â e d'une he Â te Âroge Â ne Â ite Â lie Âe aux caracte Âristiques de taille et de secteur d'activite Â des e Â tablissements. Les donne Âes administratives d'emploi dont nous disposons a Á l'heure actuelle confirment une acce Âle Â ration de la croissance de l'emploi salarie Â dans le secteur prive Â : celle-ci est en effet passe Âe de 1,4 % en 1998 a Á 1,9 % en 1999

170

.

Sur le plan qualitatif, ensuite, ou Âvidence les caracte ÂÁ nous avons mis en e ristiques suivantes des embauches, au niveau agre Âge Â . En premier lieu, le niveau de formation le plus fre Âquemment recherche Â est le niveau secondaire supe Ârieur (31 % des embauches), suivi par le niveau supe Ârieur (22 % des embauches). Au sein de ces deux niveaux, les orientations a Á caracte Á re technique ou professionnel sont pre Â fe Â re Â es dans deux tiers des cas. Ces re Âsultats sont corrobore Âs par les re Âsultats concernant les domaines de formations souhaite Âs. En deuxie Áme lieu, si, pour la majorite Â des embauches (55 %), aucune expe Ârience ante Â rieure n'est requise, une expe Â rience de plusieurs anne Â es (de 2 a Á 5 ans) est souhaite Â e dans 33 % des embauches pre Â vues. En troisie Á me lieu, les connaissances spe Âcifiques Ð langues e Âtrange Á res et informatique Ð concernent moins de 30 % des embauches. Enfin, on soulignera l'absence d'attentes explicites pour une proportion d'engagements variant de 16 a Á 55 % selon les crite Á res d'embauches. La de Âsagre Â gation par secteur fait apparaõÃtre des e Â carts plus importants encore. Ces proportions e Âleve Â es de « sans pre Â fe Â rence » invitent a Á une re Â flexion approfondie sur les liens entre qualification et emploi, d'une part, et a Á affiner les crite Á res repre Â sentant la qualification des candidats a Á l'embauche, d'autre part. Enfin, la confrontation des re Âsultats de l'enque Ãte LAPIN avec des donne Âes administratives relatives aux demandeurs d'emploi confirme l'existence d'un de Â se Â quilibre structurel entre l'offre et la demande de qualifications. En particulier, nous avons mis en e Âvidence un de Âficit, en termes relatifs, de diplo Ã me Â s de l'enseignement secondaire supe Ârieur technique, de l'enseignement supe Ârieur de type court et d'universitaires. Á la lecture de cette synthe A Á se des principaux re Âsultats de l'e Âtude, il ne faut Á pas perdre de vue qu'il s'agit de re Âsultats agre Â ge Â s. A de nombreuses reprises, nous avons attire Â l'attention sur l'he Â te Â roge Â ne Â ite Â des situations eu e Âgard aux attentes des employeurs, he Â te Â roge Â ne Â ite Â dont il conviendra de tenir compte dans toute analyse future du marche Â du travail. Les re Âsultats qui viennent d'e Ãtre pre Â sente Â s doivent s'interpre Â ter a Á la lumie Á re des caracte Â ristiques intrinse Áques de l'enque Ã te. Pluto Ã t que l'aboutissement de Âfinitif d'une de Â marche arrive Âe a Á maturite Â , cette enque Ã te se veut prototype devant 170

Indicateurs calcule Â s par le Service des e Âtudes et de la statistique du Ministe Á re de la Re Â gion wallonne sur la

base de donne Â es du Ministe Á re de l'emploi et du travail. Voir Tendances e Âconomiques, në 20, juin 2001, p. 56.

216


conduire a Á des enseignements en vue de l'ame Âlioration des outils et de la me Âthodologie de recherche. Le lecteur est donc invite Â a Á tenir compte du caracte Áre exploratoire et perfectible de la de Âmarche lorsqu'il conside Áre les informations chiffre Â es contenues dans cette e Âtude. En outre, la source d'informations que constitue l'enque Ãte LAPIN doit s'inte Â grer, a Á terme, dans une strate Âgie globale de mise a Á disposition de diffe Ârents publics (pouvoirs publics, entreprises, syndicats, organismes de formation initiale et continue, demandeurs d'emploi...) d'informations pertinentes et cohe Ârentes sur le marche Â du travail. Cette obligation implique, notamment, une mise en correspondance des me Âthodologies de collecte (cate Âgories de re Â ponses, classifications, traitement des re Â ponses inde Â termine Â es...) et la multiplication des angles d'approche. Des e Â tudes plus qualitatives devraient permettre, notamment, d'affiner les analyses sur les crite Á res de se Âlection. Il serait e Â galement inte Â ressant d'analyser la concre Âtisation des pre Âvisions d'embauche et les e Âventuelles strate Âgies d'adaptation des employeurs aux caracte Â ristiques de la main-d'úuvre disponible. Pour ce faire, le recours a Á une enque Ã te par panel serait ne Âcessaire. De plus, l'ame Âlioration de la « couverture » de la demande de travail par l'enque Ã te requerrait aussi la prise en conside Âration du secteur non marchand et des entreprises publiques et parapubliques. Cette rede Âfinition de la population cible n'est pas sans poser certaines difficulte Âs, particulie Á rement en ce qui concerne le secteur associatif, pour lequel, dans l'e Âtat actuel des choses, il n'est pas aise Â d'identifier une base de sondage satisfaisante. Les outils mis au point et la me Âthodologie de Âveloppe Â e dans le cadre de cette premie Á re expe Â rience seront ame Â liore Â s dans les prochaines anne Âes. Il est en effet pre Âvu de re Â pe Â ter a Á intervalle re Âgulier ce type d'enque Ãte dans le futur en vue d'assurer un suivi de l'e Âvolution des besoins des entreprises. L'ame Âlioration du cadre me Â thodologique (qualite Â de l'e Â chantillonnage, accroissement de la couverture de la population et re Âvision de certains points du questionnaire et des classifications utilise Âes) devrait permettre l'e Âlaboration d'un outil analytique plus performant. Celui-ci s'ave Árerait d'une utilite Â inde Â niable dans le cadre de l'e Âlaboration et du suivi des politiques de gestion du capital humain en Re Âgion wallonne.

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, Discussion

CHAPITRE

11 Â DEQUALIFICATION EN CASCADE Â OU INADEQUATION DES

QUALIFICATIONS EN BELGIQUE ?

171

Muriel DEJEMEPPE

Aspirant FNRS et IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain Bart COCKX

IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain Bruno VAN

DER

LINDEN

FNRS et IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain

171

Cette contribution s'inscrit dans le cadre du programme Po Ã le d'attraction interuniversitaires P4/01 pour le

Â tat belge, Services du Premier Ministre Ð Services fe compte de l'E Âde Â raux des Affaires scientifiques, techniques et culturelles. Nous savons gre Â au Forem de nous avoir autorise Â l'acce Á s aux donne Â es. Nous tenons a Á remercier Isabelle Bardoulat pour la constitution de la base de donne Âes ainsi que Be Âatrice Van Haeperen et Etienne Wasmer pour leurs commentaires.

220

Â qualification en cascade ou inade Â quation des qualifications en Belgique ? De

REÂSUMEÂ Les travailleurs faiblement qualifieÂs connaissent en Belgique un taux de choÃmage particulieÁrement eÂleveÂ. Par ailleurs, l'eÂcart entre les taux de choÃmage par niveau de scolariteÂ s'est fortement creuseÂ au cours des anneÂes '80. Deux meÂcanismes sont compatibles avec ces eÂvolutions. Le premier meÂcanisme identifie une augmentation structurelle de l'inadeÂquation entre les qualifications demandeÂes par le marcheÂ du travail et les qualifications offertes : aÁ une demande eÂleveÂe de main-d'úuvre qualifieÂe correspond un exceÂdent de maind'úuvre peu qualifieÂe. Une cause importante de ce pheÂnomeÁne est le progreÁs technique, qui favorise la demande de travail treÁs qualifieÂ, combineÂ aÁ la rigiditeÂ des salaires aÁ la baisse. Le second meÂcanisme attribue les eÂvolutions des taux de choÃmage par niveau d'eÂtude aÁ un pheÂnomeÁne de deÂqualification en cascade : dans un contexte de peÂnurie geÂneÂraliseÂe d'emplois, les choÃmeurs treÁs qualifieÂs, qui ne trouvent pas d'emploi correspondant aÁ leur formation, se tournent vers des emplois moins qualifieÂs. Au bas de l'eÂchelle des qualifications, les moins formeÂs n'ont d'autre possibiliteÂ que le choÃmage ou l'inactiviteÂ. L'objectif de notre contribution est le suivant : est-il possible de distinguer les pheÂnomeÁnes d'inadeÂquation et de deÂqualification aÁ partir de donneÂes wallonnes sur les probabiliteÂs de sortie du choÃmage selon le niveau de scolariteÂ des individus et sur le nombre total de postes vacants ? De notre eÂtude empirique, il ressort que les pheÂnomeÁnes d'inadeÂquation et de deÂqualification ne sont pas identifiables seÂpareÂment aÁ partir de nos donneÂes. Si nous connaissions le nombre d'emplois vacants selon le niveau d'eÂtude requis, le probleÁme d'identification serait en principe reÂsolu. Mais l'analyse critique des travaux consacreÂs aÁ la sureÂducation reÂveÁle que l'exploitation de telles donneÂes ne permettrait en reÂaliteÂ pas de reÂsoudre ce probleÁme. En effet, aucune mesure de la scolariteÂ exigeÂe n'est exempte de biais. En s'appuyant sur une litteÂrature reÂcente, on a cependant des raisons de penser que la distinction entre les pheÂnomeÁnes d'inadeÂquation et de deÂqualification n'est claire que dans le cadre d'un raisonnement aÁ court terme. La distinction entre ces deux meÂcanismes, et deÁs lors la distinction de leurs implications en termes de recommandations politiques, devrait eÃtre relativiseÂe dans une perspective de long terme.

1. INTRODUCTION Les travailleurs faiblement qualifie Âs connaissent en Belgique un taux de cho Ã mage particulie Á rement e Â leve Â . La figure 11.1 pre Âsente l'e Â volution du taux de cho Ã mage par niveau d'e Âtudes

172

en Belgique. Ces statistiques sont tire Âes du

recensement de 1981 et des enque Ãtes sur les forces de travail effectue Âes depuis 173

1989

. Sur toute la pe Âriode conside Âre Â e, le taux de cho Ã mage des travailleurs

faiblement scolarise Â s (au plus titulaires d'un diplo Ã me du secondaire infe Ârieur) est largement supe Ârieur a Á celui des individus titulaires d'un diplo Ã me de l'ensei172 173

Seule approximation disponible du niveau de qualification. Les enque Ã tes sur la force de travail sont effectue Âes annuellement depuis 1983, mais ne contiennent les

informations utilise Â es pour calculer le taux de cho Ã mage par niveau d'e Âtude que depuis 1989.

Introduction

221

30%

25%

20%

15%

10%

5%

0% 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 Primaire Secondaire supérieur

Secondaire inférieur Supérieur non universitaire de type court

Supérieur non universitaire de type long

Universitaire

Figure 11.1 Taux de choÃmage selon le niveau d'eÂtudes en Belgique gnement supe Ârieur, l'e Â cart entre ces deux cate Âgories se creusant conside Â rablement au de Â but des anne Âes '80. En 1995, le ratio belge entre le taux de cho Ã mage des individus au plus diplo Ã me Â s du secondaire infe Ârieur et celui des universitaires e Âtait un des plus e Â leve Â s parmi quinze pays de l'OCDE

174

(OCDE 1997).

Deux me Â canismes sont compatibles avec l'accroissement de l'e Âcart entre les taux de cho Ã mage par niveau de scolarite Â. Le premier me Âcanisme identifie une augmentation structurelle de l'inade Âquation entre les qualifications demande Âes par le marche Â du travail et les qualifications offertes (

skill mismatch

):a Á une demande

e Â leve Â e de main-d'úuvre qualifie Â e correspond un exce Â dent de main-d'úuvre peu qualifie Â e. Une cause importante de ce phe Ânome Á ne est le progre Á s technique. Celuici tend a Á avoir un effet asyme Âtrique sur les qualifications : e Âconomiseur d'emplois relativement peu qualifie Âs, il favorise en revanche le de Âveloppement d'emplois Á plus qualifie Â s. A co Ã te Â du progre Á s technologique biaise Â, d'autres facteurs peuvent expliquer la re Âduction tendancielle de demande de main-d'úuvre peu qualifie Âe : la substitution du capital au travail, la de Âsindustrialisation et le de Âveloppement des secteurs des services, et la concurrence des pays a Á bas salaires. Ces e Âvolutions 174

Â tats-Unis. La Belgique se classait quatrie Á me derrie Á re le Luxembourg, l'Irlande et les E

222


structurelles n'ont pas e Âte Â accompagne Âes d'un effort suffisant en matie Áre de formation des travailleurs ni d'un ajustement des cou Ã ts du travail au bas de l'e Â chelle des salaires qui aurait permis de pre Âserver des potentiels d'emplois a Á niveau de qualifications relativement moins e Âleve Â s que la moyenne des emplois. Plusieurs travaux se sont inte Âresse Âs a Á la proble Âmatique de l'inade Âquation des qualifications en Belgique (voir Sneessens, 1997 ; Sneessens

et al.

, 1999 ; Snees-

sens et Shadman-Mehta, 2000). Le ro Ã le du progre Á s technique sur la demande de travail par qualification a par ailleurs e Âte Â largement documente Â dans la litte Â rature internationale (voir Berman

et al.

, 1998 ; Machin et Van Reenen, 1998).

Le second me Âcanisme attribue les e Âvolutions des taux de cho Ã mage par niveau d'e Â tude a Á un phe Â nome Á ne de de Â qualification en cascade (encore appele Â « effet d'e Â chelle », « effet d'e Âviction » ou « effet de compe Âtition »). Dans un contexte de pe Ânurie ge Âne Â ralise Â e d'emplois, les cho Ã meurs hautement qualifie Âs, qui ne trouvent pas d'emploi correspondant a Á leur formation, se tournent vers des emplois moins qualifie Âs. Se produit alors un phe Ânome Á ne de de Â qualification en cascade. Les travailleurs concurrence Âs vont a Á leur tour e Ã tre amene Âs a Á accepter des emplois exigeant un niveau de qualification moins e Âleve Â . Au bas de l'e Âchelle des qualifications, les moins forme Âs n'ont d'autre possibilite Â que le cho Ã mage ou Á de l'inactivite Â. A Â faut de pouvoir mieux observer le niveau de qualification, les chercheurs ont tente Â d'e Â valuer l'importance du phe Ânome Á ne de de Â qualification en mesurant l'incidence de la sure Âducation (pour une revue de la litte Ârature, voir Green

et al.

, 1999 et Hartog, 2000). Ce terme de Âsigne le fait de posse Âder un niveau

d'e Â tude supe Â rieur a Á celui requis pour l'emploi occupe Â. L'analyse de la sure Â ducation connaõÃt un inte Â re Ãt croissant dans la litte Ârature internationale, comme en te Â moigne le nume Â ro spe Â cial de la revue

Economics of Education Review

(në 19, Á ce jour, un nombre limite avril 2000) qui lui est entie Árement consacre Â e. A Â d'e Â tudes ont e Â te Â consacre Â es a Á la sure Â ducation en Belgique (voir Van Hoof 1996 et les enque Ã tes du HIVA : Denolf

et al.

, 1996 ; Simoens

et al.

, 1997, 1998).

La question de la distinction entre ces deux explications, inade Âquation des qualifications et de Â qualification en cascade, est pertinente, dans le sens ou Á elles impliquent des recommandations politiques tre Ás diffe Â rentes. Dans le premier cas, il faut envisager d'augmenter la demande de travail faiblement qualifie Â, notamment par une re Âduction structurelle du cou Âchelle des Ã t du travail au bas de l'e salaires. Des politiques de formation professionnelle cible Âes sur les cho Ã meurs peu qualifie Â s doivent aussi e Ãtre fortement encourage Â es. Dans le second cas, il s'agit au contraire de stimuler la demande a Á tous les niveaux de qualification puisque c'est une pe Â nurie ge Âne Â ralise Â e d'emplois qui provoque le processus de de Âqualification. On pourrait aussi mettre en úuvre des politiques destine Âes a Á diminuer l'offre de travailleurs hautement qualifie Âs, en de Â courageant l'e Âducation et la formation dans la mesure ou Âqualification. Des Á elles ne font que renforcer le processus de de politiques de formation professionnelle destine Âes aux travailleurs faiblement

Introduction

223

qualifie Â s seraient inefficaces puisqu'elles entraõÃneraient uniquement une redistribution du risque du cho Ã mage entre diffe Ârentes cate Â gories de travailleurs. L'objectif de notre contribution est le suivant : est-il possible de distinguer les phe Ânome Á nes d'inade Â quation des qualifications et de de Âqualification en cascade a Á partir de donne Âes wallonnes sur les probabilite Âs de sortie du cho Ã mage selon le niveau de scolarite Â des individus et sur le nombre total de postes vacants ? L'exploitation de donne Â es relatives aux probabilite Â s de sortie du cho Ã mage a une double motivation. Premie Árement, l'augmentation de l'e Âcart entre les probabilite Âs de sortie par niveau d'e Â tude peut en partie expliquer l'accroissement de l'e Âcart entre les taux de cho Ã mage par niveau de scolarite Â depuis le de Âbut des anne Âes '80 en 175

Wallonie

(voir Dejemeppe et Saks, 2000). Deuxie Ámement, s'ils se produisent,

les phe Â nome Á nes d'inade Â quation et de de Â qualification risquent d'affecter diffe Âremment les rythmes de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes des individus. Le mode Á le the Â orique qui sous-tend notre analyse empirique le mettra en e Âvidence. De notre e Â tude empirique, il ressort que les phe Ânome Á nes d'inade Â quation et de de Â qualification ne sont

pas identifiables seÂpareÂment en principe ne nous permettrait en reÂaliteÂ pas

a Á partir des donne Â es dont

nous disposons. Si nous connaissions le nombre d'emplois vacants selon le niveau d'e Â tude requis, le proble Á me d'identification serait

re Â solu. Mais l'ana-

lyse critique des travaux consacre Âs en Belgique a Á la sure Â ducation re Âve Á le que l'exploitation de telles donne Âes

de re Â soudre

le proble Á me d'identification. En effet, aucune mesure de la scolarite Â exige Â e ou souhaite Â e par les employeurs n'est exempte de biais. Comme nous le soulignons, d'autres approches empiriques se heurtent aux me Ãmes difficulte Â s d'identification et d'interpre Â tation. En s'appuyant sur une litte Ârature re Â cente, on a cependant des raisons de penser que la distinction entre les phe Ânome Á nes d'inade Â quation et de de Â qualification n'est claire que dans le cadre d'un raisonnement a Á court terme. En revanche, la distinction entre ces deux me Âcanismes, et de Á s lors la distinction de leurs implications en termes de recommandations politiques, devrait e Ãtre relativise Â e dans une

perspective de long terme

.

Le plan de notre contribution est le suivant. La premie Áre section pre Â sente et discute les travaux qui ont tente Â de quantifier les phe Ânome Á nes d'inade Â quation des qualifications et de de Â qualification en cascade en Belgique. Une deuxie Áme section porte sur l'e Â tude empirique que nous avons mene Âe a Á partir des probabilite Â s de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes en Wallonie. Dans une dernie Áre section, nous concluons notre contribution en discutant la pertinence du phe Ânome Á ne de de Â qualification comme explication de la hausse tendancielle du taux de cho Ã mage relatif des travailleurs faiblement qualifie Âs. Les conse Â quences de notre discussion en termes de recommandations politiques sont e Âgalement envisage Âes. 175

Les e Â carts de taux de cho Ã mage entre les niveaux de scolarite Â s'expliquent aussi par des risques d'entre Âe

diffe Â rents.

224


2. APPORT DE LA LITTEÂRATURE BELGE Dans cette section, nous e Âvoquons successivement les e Âtudes belges qui ont tente Â de quantifier les phe Ânome Á nes d'inade Â quation des qualifications et de de Âqualification en cascade (ou de sure Âducation). Nous montrons qu'aucune des mesures utilise Â es n'est exempte de biais. Ceux-ci limitent fortement la porte Âe des re Â sultats rapporte Â s dans ces e Â tudes.

2.1 Quantification du pheÂnomeÁne d'inadeÂquation des qualifications

La proble Â matique de l'inade Âquation structurelle des qualifications a e Âte Â largement e Â tudie Â e en Belgique a Á travers les travaux de Sneessens (1997), Sneessens

et al.

(1999), Sneessens et Shadman-Mehta (2000). Ces auteurs ont tente Â de

quantifier ce phe Â nome Á ne en calculant un indicateur d'inade Âquation des qualifications

176

skill mismatch indicator qualifieÂs qualifieÂs

(

). L'indicateur utilise Â mesure le de Âcalage

e Â ventuel entre la structure de l'offre et la structure de la demande de travail en comparant la proportion d'emplois travailleurs

dans l'emploi total et la proportion de

dans la population active totale

177

. Ce calcul se base donc sur

une distinction entre deux niveaux de qualification seulement, de Âfinis par le niveau de scolarite Â (a Á de Â faut de pouvoir mieux mesurer la qualification) : les travailleurs qualifie Âs regroupent les individus au moins titulaires d'un diplo Ã me du secondaire supe Ârieur. L'indicateur d'inade Âquation est justifie Â the Â oriquement a Á partir d'un mode Á le a Á contraintes quantitatives qui distingue les emplois destine Âs a Á des travailleurs qualifie Âs de ceux destine Âs a Á des travailleurs peu qualifie Âs (voir Sneessens, 1994 ; Sneessens et Shadman-Mehta, 1995). L'indicateur calcule Â pour la Belgique fait apparaõÃtre une forte progression de l'inade Âquation entre qualifications offertes et demande Â es depuis la fin des anne Âes '70 jusqu'au milieu des anne Â es '80, un certaine stabilisation ensuite, et une nouvelle progression de 1990 a Á 1995. Cependant, le mode Ále the Â orique sous-jacent exclut la possibilite Â que des travailleurs qualifie Âs occupent des emplois habituellement adresse Âs a Á des travail176

D'autres formes d'inade Â quation sont e Âgalement mesure Â es, telles que les disparite Â s sous-re Â gionales ou secto-

rielles (de Â calage entre la localisation ge Âographique ou sectorielle des postes vacants et celle des demandeurs d'emploi). 177

Formellement, l'indicateur d'inade Âquation est donne Â par :

Lq =L ÿ URq LFq =LF ÿ UR UR ÿ URq 1

1

ou Á

Lq LFq URq ,

,

1

repre Â sentent respectivement l'emploi, l'offre de travail et le taux de cho Ã mage des travailleurs

qualifie Â s. Les variables sans l'indice

q

sont leurs e Âquivalents au niveau agre Â ge Â.

Â rature belge Apport de la litte

leurs peu qualifie Â s. En d'autres termes, ce mode Ále

lification

225

exclut le pheÂnomeÁne de deÂqua-

. Si un tel phe Â nome Á ne existe, l'indicateur d'inade Âquation des qualifica-

tions pourrait de Ás lors e Ã tre biaise Â vers le haut

178

. En effet, le nume Ârateur de

l'indicateur, a Á savoir la proportion d'emplois qualifie Âs dans l'emploi total, pourrait repre Â senter la part des emplois occupe Âs par des travailleurs qualifie Âs non seulement dans leur propre segment mais aussi dans le segment des travailleurs peu qualifie Â s. Si tel est le cas, la forte hausse de l'indicateur depuis la fin des anne Â es '70 pourrait (en partie) refle Âter l'augmentation de l'e Âviction de travailleurs peu qualifie Âs par des travailleurs plus qualifie Âs dans un contexte de pe Ânurie ge Â ne Â ralise Â e d'emplois. Sneessens et Shadman-Mehta (2000) sont toutefois conscients de ce proble Áme d'identification. Selon eux, la division en deux groupes de scolarite Â devrait limiter les biais e Âventuels de leur indicateur : le phe Ânome Á ne de de Â qualification se passe probablement davantage au sein de chacun de ces groupes pluto Ã t qu'entre eux. Cependant, rien n'exclut a Á priori que des cho Ã meurs diplo Ã me Âs du secondaire supe Ârieur (dans le groupe des « qualifie Âs ») se tournent vers des emplois habituellement adresse Âs a Á des travailleurs diplo Ã me Â s du secondaire infe Ârieur (dans le groupe des « peu qualifie Âs »).

2.2 Quantification du pheÂnomeÁne de deÂqualification en cascade La premie Á re tentative de quantification de la sure Âducation vient d'une e Âtude re Â alise Â e en Flandre a Á partir du recensement de 1991 (Van Hoof 1996). Celui-ci contient la profession exerce Âe par l'individu. L'e Âducation requise est e Âtablie a Á partir d'une table de correspondance qui renseigne le niveau d'e Âtude ne Â cessaire pour exercer la profession vise Âe. Cette me Â thode d'e Â valuation de la scolarite Â exige Âe est connue dans la litte Ârature sous le nom de

job analysis

(analyse du poste de

Â tats-Unis, Forgeot et travail par un spe Âcialiste Ð voir Rumberger 1987 pour les E Gautier 1997 pour la France). En comparant le niveau d'e Âtude exige Â et celui atteint par le travailleur, Van Hoof montre qu'il existe une concordance dans 46 % des cas tandis que 13 % des travailleurs flamands sont sure Âduque Â s (les 41 % restant sont sous-diplo Ã me Â s ou inclassables). Les estimations rapporte Âes pour les jeunes travailleurs (15-24 ans) sont sans doute plus fiables. En effet, l'acce Ás a Á une profession est plus fortement lie Â a Á la de Â tention d'un certain diplo Ã me pour les jeunes. Il n'en va pas de me Ãme pour les travailleurs plus a Ãge Â s dont l'expe Â rience professionnelle et la formation acquise en entreprise jouent un ro Ã le pre Â ponde Â rant. Environ 60 % des jeunes ont le niveau de diplo Ã me exige Â alors que 17 % posse Ádent un diplo Ã me supe Â rieur a Á celui requis par la profession exerce Âe. 178

Cette remarque vaut e Âgalement pour d'autres indicateurs d'inade Âquation comme l'indicateur utilise Â par

Jackman

et al.

(1990) qui mesure la variance des taux de cho Ã mage relatifs de divers groupes de scolarite Â.

Cet indicateur est aussi de Â rive Â d'un mode Á le qui suppose l'absence de de Âqualification.

226


La me Âthode de Âveloppe Â e par Van Hoof pour quantifier la sure Âducation pre Â sente trois de Â fauts importants. Primo, la table de correspondance qu'il utilise donne le niveau de diplo Ã me qui est habituellement demande Â pour une profession dans l'ensemble des pays occidentaux. Les pays sont cependant loin d'e Ãtre homoÁ titre d'exemple, le diplo ge Á nes quant au contenu de leur formation scolaire. A Ã me de secondaire supe Ârieur a une vocation professionnelle moindre en Belgique qu'en Allemagne. Une forte he Âte Â roge Â ne Â ite Â risque de Á s lors de caracte Âriser les scolarite Â s exige Â es, ce qui rend l'exploitation d'une table de correspondance e Âtablie a Á partir de crite Áres internationaux peu fiable. Secundo, les caracte Âristiques d'une profession donne Âe peuvent e Â voluer au cours du temps, ce qui risque de modifier le niveau de diplo Ã me habituellement demande Â pour pouvoir exercer une profession particulie Áre. Si la table de correspondance n'est pas re Âgulie Árement actualise Â e, son utilisation est donc e Âgalement sujette a Á caution. Tertio, tous les travailleurs exerc Ëant une profession particulie Áre sont suppose Â s effectuer des ta Ã ches de me Ã me complexite Â . L'he Â te Â roge Â ne Â ite Â des fonctions demande Âes au sein d'une profession peut par conse Âquent biaiser la mesure de la sure Âducation (voir Dolton et Vignoles, 2000). Comme souligne Â dans la litte Â rature consacre Âe a Á la sure Â ducation, la fiabilite Â d'une mesure base Âe sur l'analyse du poste de travail de Â pend fortement de la qualite Â de l'information statistique et de la fre Âquence de son actualisation (voir Green

et al.

1999).

Plus re Â cemment, le Hoger Instituut voor de Arbeid (HIVA) a tente Â de quantifier l'importance du phe Ânome Áne de sure Â ducation en Belgique a Á l'aide d'enque Ã tes aupre Á s d'entreprises belges Denolf

et al.

, 1996 ; Simoens

et al.

179

, re Â alise Â es en 1995, 1996 et 1997 (voir

, 1997, 1998). Ces enque Ãtes visent a Á rassembler

une se Â rie de renseignements sur le profil des emplois vacants et des candidats embauche Â s ainsi que sur les me Âthodes de recrutement des entreprises. L'information ainsi re Âcolte Âe permet de mesurer le phe Ânome Áne de la sure Âducation. Les auteurs parlent de sure Âducation lorsque le niveau de diplo Ã me du travailleur engage Â est supe Â rieur a Á celui requis par l'employeur

lors de l'embauche

. La scolarite Â

exige Â e pour un poste de travail est donc e Âvalue Â e par l'employeur lui-me Ãme. Cette me Â thode d'e Â valuation est connue dans la litte Ârature internationale sous le nom de

self-assessment technique travailleur

(technique d'auto-e Â valuation Ð voir Dolton et Vigno-

les, 2000). Cependant, dans l'ensemble des travaux qui exploitent cette technique, c'est le

qui spe Â cifie l'e Â ducation requise pour remplir sa fonction.

D'apre Á s l'enque Ã te re Â alise Â e en 1997, il ressort que 32 % des candidats engage Âs ont un diplo Ã me d'un niveau supe Â rieur a Á celui demande Â lors de l'embauche (26 % en Wallonie et a Á Bruxelles, 35 % en Flandre) tandis que 56 % posse Ádent le

179

Un e Â chantillon repre Â sentatif d'environ 3000 entreprises belges est interroge Â. Celles-ci sont questionne Â es sur

les e Â ventuels postes vacants ouverts au cours du trimestre pre Âce Â dent l'entretien. Des informations de Âtaille Â es sont demande Â es sur les postes vacants pourvus et les candidats embauche Âs.

Â rature belge Apport de la litte

227

diplo Ã me requis (les 12 % restant sont sous-diplo Ã me Â s). La comparaison de la proportion de surdiplo Ã me Â s en 1996 et en 1997 permet e Âgalement de cerner le Á partir de 1996, la ro Ã le de la conjoncture sur le phe Ânome Á ne de de Â qualification. A forte reprise de l'activite Â e Â conomique se traduit par une nette diminution de la proportion de surdiplo Ã me Â s, de 43 % en 1996 a Á 32 % 1997. La mesure de sure Â ducation utilise Âe dans les e Â tudes de l'HIVA pre Âsente deux proble Á mes majeurs qui limitent se Ârieusement la porte Âe de leurs re Â sultats. Le premier proble Á me vient du traitement re Âserve Â aux emplois vacants pour lesquels aucune pre Â fe Â rence n'est formule Â e par l'employeur quant au niveau de diplo Ã me requis. L'HIVA leur attribue de manie Áre arbitraire le diplo Ã me de l'enseignement Á l'aide primaire, sans d'ailleurs pre Âciser le nombre de postes vacants concerne Âs. A d'une enque Ã te aupre Á s d'employeurs wallons, Guyot

et al.

(2000) montrent que

pour environ 30 % des embauches pre Â vues pour la pe Â riode 1999-2000, les employeurs n'ont pas exprime Â de pre Â fe Â rence sur la scolarite Â requise. Ceci ne signifie pas ne Â cessairement que la fonction propose Âe ne requiert qu'un diplo Ã me d'e Âtude primaire. L'employeur peut exiger des compe Âtences spe Âcifiques sans accorder d'importance a Á la de Â tention d'un diplo Ã me particulier. Dans les e Âtudes du HIVA, il n'est donc pas e Âtonnant de constater que plus de 70 % des travailleurs embauche Â s sur un poste e Âtiquete Â « enseignement primaire » soient surdiplo Ã me Âs (en 1997). Ce gonflement artificiel de la sure Âducation au bas de l'e Âchelle des qualifications doit contribuer a Á biaiser vers le haut le chiffre de 32 % de sure Âduque Â s mentionne Â ci-dessus. En effet, pour les autres niveaux de scolarite Â requis, la proportion de surdiplo Ã me Â s avoisine les 17 % seulement (excepte Â pour les emplois demandant un diplo Ã me du secondaire infe Ârieur ou Á elle est d'environ 30 %). Le second proble Á me est lie Â a Á l'e Â valuation par l'employeur du niveau de scolarite Â requis pour un poste de travail. Lorsque l'employeur spe Âcifie lui-me Ã me l'e Â ducation exige Â e pour remplir une fonction, la mesure de sure Âducation risque en effet d'e Ã tre biaise Â e. Nous envisageons ici deux biais qui jouent en sens oppose Â. D'un co Ã te Â , l'employeur pourrait explicitement demander un niveau d'e Âtude infe Ârieur au niveau de scolarite Â

reÂellement

requis, tout en ne recrutant que des tra-

vailleurs titulaire du diplo Ã me requis. Pour les professions ou Ã me Á le niveau de diplo joue un ro Ã le important dans le de Âtermination des re Â mune Â rations, cette strate Âgie permettrait a Á l'employeur de baisser les salaires de ses nouvelles recrues (voir Hartog 2000). Cette strate Âgie entraõÃnerait une

sureÂvaluation

du phe Â nome Á ne de

de Â qualification dans la mesure ou Â calage entre le niveau de formation scolaire Á le de du travailleur et celui requis lors de l'embauche est provoque Â artificiellement par l'employeur : dans les faits, il existe une concordance entre le niveau d'e Âtude re Â ellement requis et celui atteint par le travailleur. D'un autre co Ã te Â , l'employeur pourrait exiger lors de l'embauche un niveau de diplo Ã me supe Â rieur a Á celui

lement

reÂel-

requis dans le but de se Âlectionner les meilleurs candidats. L'augmentation

228


de l'offre de diplo Ã me Â s peut acce Â le Â rer cette tendance dans la mesure ou Á exiger le niveau d'e Â tude approprie Â ne garantit plus le filtrage des candidats les plus aptes

qualification inflation

(

Ð voir Green

et al.

, 1999). Derrie Á re cette interpre Â tation se

cache l'ide Âe selon laquelle le niveau d'e Âtude constitue un signal de la productivite Â intrinse Á que de l'individu pluto Ã t qu'un savoir productif (voir Spence, 1973). L'utilisation d'une telle strate Â gie lors du recrutement entraõÃnerait une sous-e Âvaluation du phe Â nome Á ne de de Â qualification. L'existence de ces biais de Âmontre que l'utilisation des statistiques d'emplois vacants ventile Âs par niveau d'e Âtudes est sujette a Á caution lorsque ce dernier est base Â sur les de Âclarations des employeurs. Dans l'e Âtude empirique, nous exploitons des donne Â es relatives au nombre

total

d'emplois vacants de Â clare Â s au service

public de placement (le Forem) et non celles qui renseignent le nombre de postes vacants

ventileÂs

selon le niveau d'e Âtude demande Â par l'employeur. Ce choix est

de Â libe Â re Â : pour les raisons e Âvoque Â es ci-dessus, rien ne garantit en effet que le niveau de scolarite Â de Â clare Â par l'employeur au service public de placement corresponde au niveau d'e Âtude qui est re Âellement ne Âcessaire pour effectuer la fonction propose Â e. Par ailleurs, mis a Á part les emplois ouverts dans le cadre de politiques de re Âsorption du cho Ã mage, les emplois vacants notifie Âs au service public de placement ne repre Âsentent qu'une faible proportion de l'ensemble des postes vacants en Wallonie. Les fonctions exigeant un faible niveau d'e Âducation risquent de Á s lors d'e Ã tre sur-repre Â sente Â es dans les emplois vacants de Âclare Â s au Forem e Â tant donne Â la proportion importante de demandeurs d'emplois faiblement e Â duque Â s. On peut aussi craindre que la propension a Á de Â clarer des postes vacants au Forem fluctue selon l'e Âtat du marche Â du travail, ce qui risque de modifier la structure des offres d'emploi par niveau d'e Âtude a Á travers le cycle e Âconomique.

3. EÂTUDE EMPIRIQUE : APPORT DES PROBABILITEÂS DE SORTIE DU CHOÃMAGE EN WALLONIE

L'objectif de cette section revient a Á poser la question suivante : des donne Âes relatives aux probabilite Â s de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtude et au nombre total de postes vacants sont-elles suffisantes pour distinguer les phe Ânome Á nes d'inade Â quation des qualifications et de de Âqualification en cascade ? Nous de Â montrons ci-dessous que cette information n'est pas suffisante pour identifier simultane Â ment ces deux phe Ânome Á nes et, par conse Â quent, pour de Â terminer leur importance relative.

Â tude empirique : apport des probabilite Â s de sortie du cho Ã mage en Wallonie E

229

3.1 DonneÂes Notre e Â tude empirique exploite des donne Âes relatives aux probabilite Âs trimestrielles de sortie du cho Ã mage des hommes. Leur construction est explicite Âe dans Cockx et Dejemeppe (1998, 2000a). Elles proviennent d'une banque de donne Â es administratives, la STAT.92, qui contient, depuis fe Âvrier 1989, le suivi individuel de cho Ã meurs et de personnes au statut apparente Â au cho Ã mage en Belgique. Les donne Âes que nous utilisons couvrent la pe Âriode allant de juin 1989 a Á fe Â vrier 1994 et ne concernent que la Wallonie. La STAT.92 ne nous permettant pas de distinguer, de manie Áre pre Â cise et certaine, les sorties du cho Ãmage vers un emploi, des sorties e Âquivalentes a Á une participation a Á une politique active ou a Á un retrait du marche Â du travail, nous traitons de fac Ëon globale les sorties du cho Ã mage. L'ignorance de l'e Âtat de sortie n'est pas proble Âmatique dans la mesure ou Ãge Â s au plus de 44 ans, Á notre analyse ne porte que sur les hommes a pour qui l'emploi constitue la destination la plus fre Âquente apre Á s une pe Â riode de cho Ã mage

180

(voir Bardoulat

et al.

1998). Par ailleurs, en ne retenant comme

sorties que celles d'une dure Âe de deux mois au moins, nous ne prenons pas en compte les sorties temporaires (par exemple de nature purement administrative). Les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage sont stratifie Âes selon un nombre limite Â de caracte Âristiques : la dure Âe de cho Ã mage, le temps calendrier a Á la sortie du cho Ã mage, la classe d'a Ãge (moins de 29 ans et de 29 a Á 44 ans) et le niveau d'e Âtudes. Dans la STAT.92, le niveau de scolarite Â est approxime Â par le dernier diplo Ã me acquis par l'individu. Nous distinguons quatre niveaux d'e Âtudes : (1) primaire ou aucun, (2) secondaire infe Ârieur, (3) secondaire supe Ârieur, (4) supe Â rieur. La dure Âe de cho Ã mage et la date calendrier varient selon la me Ãme unite Â de mesure, le trimestre, mais sur base d'origines diffe Ârentes. La dure Â e d'un se Â jour en cho Ã mage part d'une origine des temps fixe Âe a Á 1 et peut aller jusqu'a Á 18 trimestres. Le temps calendrier prend, lui, son origine le 1

er

septembre 1989 et se termine le 28 fe Âvrier 1994.

Nous exploitons e Âgalement les donne Âes relatives au nombre d'emplois vacants de Â clare Â s au service public de placement. Ceux-ci englobent deux cate Âgories de postes vacants : les emplois vacants ordinaires, ouverts spontane Âment dans le secteur prive Â ou public, et les emplois vacants re Âsultant des politiques de re Â sorption du cho Ã mage. Nous utilisons le flux de postes vacants au cours du trimestre (offres d'emploi enregistre Âes au cours du trimestre) 180

181

.

L'emploi ne repre Â sente plus la porte de sortie `habituelle'pour les cho Ã meurs a Ãge Â s qui peuvent, sous certaines

conditions d'a Ãge et de dure Â e d'inoccupation, mettre un terme a Á leur recherche d'emploi (en tant que `cho Ã meur a Ã ge Â non demandeur d'emploi'). 181

Des estimations pre Â liminaires nous indiquent que le flux de sortie du cho Ã mage au cours d'un trimestre est

avant tout de Â termine Â par le flux de postes vacants rec Ëus au cours de ce trimestre. Le stock d'emplois vacants en de Â but de trimestre (offres d'emplois insatisfaites a Á la fin du trimestre pre Âce Â dent) n'a pas une influence significative sur le flux de sortie du cho Ã mage. C'est la raison pour laquelle le stock de postes vacants n'a pas e Âte Â retenu dans les estimations pre Â sente Â es dans cette contribution.

230


3.2 DeÂfinitions et hypotheÁses Nous envisageons un marche Â du travail segmente Â dans lequel la demande de travail est diffe Â rencie Â e selon le niveau d'e Âtude requis pour exercer un emploi et l'offre de travail selon le niveau d'e Âtudes atteint par les individus. Le niveau de scolarite Â demande Â pour occuper un poste de travail est de Âfini par rapport a Á la nature des ta Ãches a Á effectuer. Le niveau d'e Âtudes est indice Â par

i

, le type de

segment et le type d'individu e Âtant respectivement caracte Ârise Â s par un indice supe Â rieur et un indice infe Ârieur. Dans ce cadre d'analyse, on parle de

deÂqualification en cascade

lorsque le

niveau de formation scolaire d'un travailleur est supe Ârieur a Á celui requis pour effectuer les ta Ãches que l'employeur lui assigne. Par de Âfinition, les cho Ã meurs au bas de l'e Â chelle des qualifications (avec au plus un diplo Ã me de l'enseignement primaire) n'ont pas la possibilite Â de concurrencer d'autres types de cho Ã meurs tandis que ceux qui sont diplo Ã me Â s du supe Â rieur sont prote Âge Â s de toute compe Â tition.

inadeÂquation des qualifications

L'

est quant a Á elle de Â finie comme le de Â se Â quilibre

entre l'offre de travail (ou encore demande d'emploi) et la demande de travail (ou encore offre d'emploi) selon le niveau de scolarite Â des travailleurs, certains niveaux de scolarite Â se caracte Â risant pas un exce Ás de demande de travail et d'autres par un exce Á s d'offre. La probabilite Â de sortie du cho Ã mage est mode Â lise Âe a Á partir d'une fonction d'appariement (

matching function

Ð voir Pissarides 1990). Celle-ci permet de

mode Â liser le processus de rencontre entre offreurs et demandeurs d'emplois lorsque l'information sur les uns et/ou les autres est imparfaite. Dans notre cadre d'analyse, la fonction d'appariement relie le nombre d'embauches re Âalise Â es dans

i Fi preÂsents

un segment exigeant le niveau d'e Âtudes , au nombre de demandeurs d'emploi

V i, et i dans ce segment, S . Nous choisis-

, au nombre d'emplois vacants,

sons une fonction de type Cobb-Douglas, sans imposer de restrictions sur les rendements d'e Âchelle.

Le de Â veloppement the Âorique est explicite Â dans Dejemeppe, Cockx et Van der Linden (2000). Notre de Âmarche s'y effectue en deux temps. Dans un premier temps, nous explicitons la forme de la fonction d'appariement lorsque le marche Â

i

du travail est parfaitement segmente Â : les cho Ã meurs de niveau d'e Âtudes , dont le nombre est note Â

Ui

, ne peuvent offrir leur travail que dans leur propre segment

(absence de de Âqualification en cascade). Nous pre Âcisons e Â galement les conditions sous lesquelles le marche Â du travail se caracte Ârise par une inade Âquation des qualifications. Dans un second temps, nous rela Ãchons l'hypothe Áse de parfaite segmentation : les cho Ã meurs de niveau d'e Âtude

i Ui ,

, ont la possibilite Â de se

de Â qualifier. Nous de Âmontrons que l'identification du phe Ânome Á ne de de Â qualification en cascade revient a Á supposer l'absence d'inade Âquation des qualifications. Nous re Âsumons ici les principales caracte Âristiques de ces deux mode Áles.


231

Á le d'inade Â quation, le de Dans le mode Â se Â quilibre entre les situations d'emploi et de cho Ã mage sur les diffe Ârents segments du marche Â du travail est le de Â terminant essentiel des e Âcarts entre les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage par niveau d'e Â tudes. Le de Âse Â quilibre entre l'offre et la demande de travail par niveau de

i qui mesure (approximativei Â i. Une ment) le rapport V =Ui dans le segment exigeant le niveau de scolarite inade Â quation des qualifications implique que le niveau de i n'est pas identique scolarite Â est repre Â sente Â par l'indicateur de tension

Á titre d'illustration, la probabilite pour tous les niveaux d'e Âtudes. A Â de sortie des cho Ã meurs diplo Ã me Â s du supe Â rieur sera plus e Âleve Â e que celle des cho Ã meurs moins diplo Ã me Â s si il y a relativement beaucoup de postes vacants et peu de cho Ã meurs dans le segment des plus e Âduque Â s et l'inverse dans le segment des moins e Âduque Â s. Á le de de Â qualification, c'est la concurrence entre les cho Dans le mode Ã meurs

de diffe Â rents niveaux d'e Âtudes pour les me Ãmes emplois qui est le de Âterminant essentiel des e Âcarts entre les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage par niveau d'e Â tudes. Cette concurrence est repre Âsente Â e par le parame Á tre la proportion de cho Ã meurs de type infe Â rieur et ou Á

i

ei

i

qui

cherchent

i ei i , ouÁ i repreÂsente

un emploi dans un segment

repre Â sente l'efficacite Â relative des cho Ã meurs sur-e Â duque Â s (de

type ) par rapport a Á ceux qui ont juste le niveau d'e Âtudes demande Â . Le phe Â nome Á ne de de Â qualification ne peut qu'augmenter les chances de sortie du cho Ã mage des travailleurs les plus e Âduque Â s (diplo Ã me de l'enseignement supe Ârieur). En effet, ils ont la possibilite Â de se tourner vers les emplois qui s'adressent habituellement aux cho Ã meurs diplo Ã me Â s du secondaire supe Â rieur. Ils sont par ailleurs prote Âge Â s de toute compe Â tition sur leur segment. La probabilite Â de sortie des cho Ã meurs de niveau de scolarite Â interme Â diaire (diplo Ã me du secondaire supe Ârieur et infe Â rieur) risque quant a Á elle d'e Ã tre affecte Â e ne Â gativement par la concurrence exerce Âe par des cho Ã meurs plus e Â duque Â s. Ils peuvent toutefois compenser cet impact ne Âgatif en offrant leur travail sur un segment infe Ârieur. S'il se produit, le phe Ânome Á ne de de Â qualification ne peut que pe Ânaliser les chances de sortie du cho Ã mage des individus les moins e Â duque Â s. Ces derniers n'ont en effet pas la possibilite Â de chercher des emplois ailleurs que dans leur propre segment, ou ÃÁ ils subissent la concurrence des diplo me Â s du secondaire infe Ârieur. Á partir de nos donne A Â es sur les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage par niveau Á le d'inade Â quation et un mode Á le d'e Â tudes, nous estimons alors se Âpare Â ment un mode Â qualification. Au pre Á le descriptif qui permet de de Â alable, nous estimons un mode de re Â sumer la structure des probabilite Âs de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Â tudes. Ces probabilite Â s sont estime Â es a Á partir d'un mode Á le proportionnel ou Á les seules variables explicatives introduites sont le niveau d'e Âtudes, la classe d'a Ãge, la dure Â e passe Â e dans l'e Â tat de cho Ã mage et le temps calendrier. Le temps calendrier est mode Â lise Â par un polyno Ã me flexible (a Á 5 degre Â s) destine Â a Á e Â valuer l'effet de la conjoncture sur la probabilite Â de sortie et par des variables dichotomiques pour les effets saisonniers. Il est important de remarquer qu'il ne s'agit ici que d'un mode Ále

232


descriptif qui nous permet de re Âsumer l'information contenue dans nos donne Âes, contrairement aux mode Áles d'inade Â quation et de de Âqualification qui imposent une structure particulie Á re a Á nos donne Âes. La proce Â dure d'estimation des mode Áles d'inade Â quation et de de Âqualification est explicite Âe dans Cockx et Dejemeppe (2000b). La me Âthode d'estimation applique Â e est celle du minimum chi-carre Â (voir Cockx 1997, Cockx et Dejemeppe 2000a), particulie Á rement bien approprie Âe au cas de grands e Âchantillons d'individus avec peu d'informations sur leurs caracte Âristiques personnelles.

3.3 ReÂsultats Dans cette section, nous ne discutons que les estimations des parame Átres qui distinguent les mode Áles d'inade Â quation et de de Â qualification, a Á savoir

i et i .

Avant de pre Â senter les re Â sulats de ces deux mode Á les, nous re Âsumons l'information contenue dans nos donne Âes en pre Â sentant la structure des probabilite Âs de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes. Ces probabilite Â s ont e Â te Â estime Â es a Á partir du Á le descriptif. mode 3.3.1

ModeÁle descriptif La premie Á re colonne du tableau 11.1 de Âcrit les probabilite Âs de sortie du

cho Ã mage trimestrielle selon le niveau d'e Âtudes en re Â gion wallonne. La probabilite Â de sortie,

Pi

, correspond a Á celle estime Â e pour des jeunes (a Ãge Â s de moins de 29 ans)

au cho Ã mage depuis un trimestre et susceptibles de sortir du cho Ã mage en automne 1989 (c'est-a Á -dire entre septembre et novembre 1989). La valeur de 0,71 estime Âe pour les diplo Ã me Â s du supe Â rieur signifie donc que 71 % des jeunes entre Âs au cho Ã mage au cours de l'e Âte Â 1989 sont sortis du cho Ã mage au cours du trimestre suivant (en automne 1989). En automne 1989, les probabilite Âs de sortie sont croissantes avec le niveau de scolarite Â des individus, les e Âcarts s'accentuant a Á partir du secondaire supe Ârieur. Ci-dessous, nous montrons que les mode Áles d'inade Â quation et de de Â qualification peuvent

tous deux

expliquer la

dispariteÂ

des probabilite Â s de sortie du

Tableau 11.1 Valeurs estimeÂes en automne 1989 de la probabiliteÂ de sortie du choÃmage (

Á le mode

descriptif

), de l'indicateur de tension ( (

Á le de de Â qualification mode

Pi

SupeÂrieur (i 4) Secondaire supeÂrieur (i 3) Secondaire infeÂrieur (i 2) Primaire (i 1)

) et du parameÁtre de deÂqualification ) selon le niveau d'eÂtudes

Á le d'inade Â quation mode

P4 0,71 P3 0,55 P2 0,46 P1 0,41

ri

=1 i

r4 3,6 r3 2,1 r2 1,2 r1 1

i

2 ei

4 4,1 3 1,2 2 0,3

Ð

i


233

cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes en re Âgion wallonne. Dans Dejemeppe, Cockx et Van der Linden (2000), nous montrons e Âgalement que les mode Áles d'inade Â quation et de de Â qualification peuvent

tous deux

expliquer l'

effet asymeÂtrique

de la

conjoncture sur les probabilite Âs de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes.

3.3.2

ModeÁle d'inadeÂquation La deuxie Á me colonne du tableau 11.1 reprend les indicateurs de tension sur

le marche Â du travail estime Â s en automne 1989. Afin de faciliter l'interpre Âtation des re Â sultats, les indicateurs de tension,

relatifs ri ,

i , sont transformeÂs en indicateurs de tension i = . La valeur de 3,6 estimeÂe pour le

, qui repre Â sentent les rapports

1

segment demandant un diplo Ã me de l'enseignement supe Ârieur signifie que l'indicateur de tension (

V =U

) estime Â dans ce segment est pre Ás de quatre fois plus e Âleve Â

que dans celui exigeant au plus le diplo Ã me primaire. Les rapports estime Âs sont statistiquement diffe Ârents de un, excepte Â pour le segment exigeant un diplo Ã me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. On constate que la tension sur le marche Â du travail augmente fortement avec le niveau de diplo Ã me requis. Cette inade Â quation entre la demande et l'offre de travail a Á travers les segments explique la disparite Â Á le des probabilite Âs de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes (voir mode descriptif Ð premie Áre colonne du tableau 11.1). La probabilite Â de sortie tre Ás e Â leve Â e des cho Ã meurs diplo Ã me Â s du supe Â rieur re Â sulte du nombre relatif important Á l'inverse, la faible de postes vacants destine Â s aux titulaires d'un tel diplo Ã me. A probabilite Â de sortie du cho Ã mage dans le segment exigeant au plus un diplo Ã me du secondaire infe Â rieur tient au nombre peu important de postes vacants adresse Âs a Á ce type de formation scolaire comparativement au nombre de cho Ã meurs faiblement e Â duque Â s.

3.3.3

ModeÁle de deÂqualification L'estimation des parame Átres de de Âqualification nous fournit une toute autre

explication des disparite Â s entre les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage par niveau de scolarite Â en Wallonie. La troisie Áme colonne du tableau 11.1 reprend les parame Á tres de de Âqualification estime Âs en automne 1989 (

i ). Les i sont positifs et

significatifs, excepte Â pour les diplo Ã me Â s du secondaire infe Ârieur, et croissants avec le niveau d'e Â tudes. Dans ce mode Ále, la probabilite Â de sortie relativement e Âleve Âe des cho Ã meurs diplo Ã me Â s du supe Â rieur re Â sulte de la concurrence importante qu'ils exercent sur les titulaires d'un diplo Ã me du secondaire supe Â rieur pour les emplois habituellement occupe Âs par ces derniers. Par ailleurs, la valeur tre Ás e Â leve Â e du parame Á tre

4

semble indiquer que les employeurs pre Âsents sur ce segment pre Â-

> 1 implique que e > 1). Les

fe Á rent embaucher des cho Ã meurs surdiplo Ã me Âs (

4

4

cho Ã meurs titulaires d'un diplo Ã me du secondaire supe Ârieur tentent de compenser la concurrence accrue pour l'emploi sur leur segment en offrant leur travail sur un

234


segment infe Â rieur. La valeur du parame Átre

3

montre ne Âanmoins que cette stra-

te Â gie n'est pas suffisamment intense et/ou efficace que pour induire un rele Ávement significatif de leur chance de sortie du cho Ã mage. En bas de l'e Âchelle des qualifications, les cho Ã meurs du secondaire infe Ârieur ne paraissent pas concurrencer significativement les emplois destine Âs aux diplo Ã me Â s de l'enseignement primaire, ce qui explique le faible e Âcart entre les chances de sortie de ces deux groupes de cho Ã meurs. L'analyse de ces re Â sultats de Â montre que les mode Áles d'inade Â quation et de de Â qualification sont des mode Áles

concurrents

pour expliquer la dispersion entre

les probabilite Â s de sortie du cho Ã mage selon niveau d'e Âtudes et l'effet asyme Â trique de la conjoncture sur celles-ci.

4. MISE EN PERSPECTIVE ET CONCLUSION De notre e Â tude empirique, il ressort que les phe Ânome Á nes d'inade Â quation et de de Â qualification ne sont

pas identifiables seÂpareÂment

a Á partir de donne Â es rela-

tives aux probabilite Â s de sortie du cho Ã mage selon le niveau d'e Âtudes et au nombre total d'emplois vacants. Si nous connaissions le nombre d'emplois vacants selon le niveau d'e Â tudes requis, le proble Áme d'identification serait

en principe

re Â solu.

Mais l'analyse critique des travaux belges consacre Âs a Á la sure Â ducation nous a montre Â que l'exploitation de telles donne Âes ne nous permettrait en re Âalite Â pas de re Â soudre le proble Á me d'identification. En effet, aucune mesure de la scolarite Â exige Â e ou souhaite Âe par les employeurs n'est exempte de biais. Comme nous l'avons de Â ja Á remarque Â , la tendance des employeurs a Á demander un niveau de scolarite Â supe Â rieur a Á celui re Âellement requis (

qualification inflation

) se traduirait

par une augmentation « artificielle » des emplois vacants pour les niveaux d'e Âtudes e Â leve Â s, alors qu'elle ne refle Á te en re Â alite Â qu'une volonte Â d'engager du personnel surdiplo Ã me Â. Soulignons que d'autres approches empiriques (par exemple, celles qui confrontent le niveau d'e Âtudes requis et celui des travailleurs engage Âs ou celles qui mesurent un indicateur d'inade Âquation des qualifications) se heurtent aux me Ã mes difficulte Âs d'identification et d'interpre Âtation. Face aux limites de ces analyses empiriques, demandons-nous si la lecture d'autres travaux, de nature the Â orique ou empirique, peut nous aider a Á de Â terminer l'importance relative de l'un et l'autre phe Â nome Á ne. La litte Â rature e Â conomique convient qu'un phe Ânome Á ne de de Â qualification

cyclique

survienne Ð la proportion de cho Ã meurs qui se tournent vers des emplois

moins qualifie Â s augmentant en re Âcession Ð et soit compense Â par une remonte Âe de l'e Â chelle des qualifications en pe Âriode conjoncturelle favorable (voir, par exemple,

Mise en perspective et conclusion

et al. cycle eÂconomique

van den Berg

, 1998). Elle convient e Âgalement qu'il existe

235

aÁ tout moment du

une proportion des emplois qui sont occupe Âs par des travailleurs

surqualifie Âs (voir Gautier, 1999). La de Âqualification est ici la conse Âquence de l'information imparfaite

inheÂrente

au marche Â du travail : l'information sur le profil

des emplois vacants et sur celui des demandeurs d'emploi ne circule jamais parfaitement. Dans cette optique, la de Âqualification est le signe d'un mauvais appariement et ne peut donc e Ãtre que

transitoire du point de vue du travailleur

:

s'il n'obtient pas une promotion interne, le travailleur surqualifie Â va chercher a Á quitter son entreprise pour de meilleures opportunite Âs d'emploi. Finalement, me Ãme si son importance comme facteur explicatif est objet de de Âbat, l'inade Âquation structurelle des qualifications renvoie a Á des phe Â nome Á nes e Â conomiques de plus en plus e Â tudie Â s et documente Â s. Plusieurs travaux re Âcents tendent en effet a Á de Â montrer l'existence d'un biais technologique de Âfavorable a Á l'emploi des moins qualifie Â s (introduction de l'informatique, moyens nouveaux de te Âle Â communications... ; voir, par exemple, Autor 1998).

et al.

, 1998 ; Berman

et al.

, 1998 ; Machin et Van Reenen,

La litte Â rature e Â conomique reste en revanche partage Âe sur la pertinence du phe Â nome Á ne de de Â qualification comme explication de la hausse

tendancielle

du

taux de cho Ã mage relatif des travailleurs faiblement qualifie Âs. L'enjeu de cette question a e Â te Â rappele Â en introduction : la nature des politiques d'emploi est diffe Ârente selon que l'on interpre Áte le cho Ã mage des peu qualifie Âs comme la conse Â quence d'une pe Ânurie ge Âne Â ralise Â e d'emplois accompagne Â e d'un processus d'e Â viction ou comme un proble Áme d'inade Â quation structurelle entre les qualifications offertes et demande Âes. En s'appuyant sur une litte Ârature re Âcente, on a cependant des raisons de penser que la distinction rappele Âe a Á l'instant n'est claire et nette que dans le cadre d'un raisonnement a Á court terme. En revanche, la distinction entre les deux me Âcanismes, et de Ás lors la distinction de leurs implications en termes de recommandations politiques, devrait e Ãtre relativise Â e dans une

perspective de long terme

. Voyons pourquoi.

Me Ã me si le progre Á s technique semble favoriser le de Âveloppement d'emplois en haut de l'e Â chelle des qualifications, il n'est pas exclu que le marche Â du travail belge et wallon ait e Âte Â caracte Â rise Â au cours de ces vingt dernie Áres anne Â es par une pe Â nurie

geÂneÂraliseÂe

d'emplois lie Âe a Á une insuffisance de la demande et a Á une

rigidite Â des salaires a Á la baisse pour les emplois qualifie Âs

et

peu qualifie Â s. Dans un

contexte de de Âficit structurel en postes de travail, il est probable que les cho Ã meurs qualifie Â s, qui ne trouvaient pas d'emploi correspondant a Á leur formation, se soient tourne Â s vers des emplois moins qualifie Âs, condamnant les individus faiblement qualifie Â s au cho Ã mage ou a Á l'inactivite Â . On peut ne Âanmoins se demander si la surqualification d'un nombre important de travailleurs peut se maintenir a Á long terme. Si les employeurs sont rationnels et cherchent a Á maximiser leurs inte Âre Ã ts personnels, ils vont progressivement chercher a Á ajuster les ta Ãches demande Âes a Á la

236


lumie Á re des compe Âtences effectives des personnes recrute Âes (sans ne Â cessairement Á ajuster leurs salaires) ou choisir d'autres modes d'organisation et de production. A long terme, le processus de de Â qualification modifierait la composition des emplois en faveur d'emplois exigeant un niveau de qualification plus e Âleve Â. Des travaux the Âoriques re Âcents tendent d'ailleurs a Á montrer que la composition des travailleurs et des emplois e Âvolue dans la me Ãme direction sur une longue pe Â riode (voir Acemoglu, 1998, 1999 ; Beaudry et Green, 1998 ; Gautier, 1999). Me Ã me si son diagnostic est diffe Ârent, les conse Â quences du phe Â nome Á ne de de Â qualification en termes de recommandations politiques sont alors, dans une perspective de long terme,

identiques

a Á celles d'une explication en terme d'ina-

de Â quation structurelle des qualifications. La re Âduction tendancielle de la demande en main-d'úuvre peu qualifie Â e et la rigidite Â du cou Á la baisse) demeure Ã t salarial (a le proble Á me central, que cette re Âduction tendancielle re Âsulte d'un biais technologique exoge Á ne et/ou d'une modification dans la composition de l'offre de travail. Le ro Ã le assigne Â aux politiques d'emploi est de Ás lors de pre Â server des potentiels d'emplois a Á niveaux de qualification relativement moins e Âleve Â s que la moyenne des emplois et d'e Âlever le niveau d'e Âducation et de formation moyen de l'offre de travail (pour les modalite Â s de conception de ces politiques, voir Van der Linden, 1997 ; Cockx et Dejemeppe, 1998 ; Sneessens

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Steunpunt WAV

,

CHAPITRE

12 MESURER LE CAPITAL HUMAIN :

QU'Y A-T-IL DANS ÃTE NOIRE » ? LA « BOI

182

Marc DEMEUSE

Service de PeÂdagogie theÂorique et expeÂrimentale, UniversiteÂ de LieÁge

182

Cet article est issu, en grande partie, d'un texte plus long, paru dans le rapport pre Âparatoire de la commission 4 Â conomistes belges de Langue « Capital humain et croissance re Âgionale » du « Quatorzie Áme Congre Ás des E franc Ë aise », sous le titre « Capital humain, niveau d'instruction et performances scolaires. Des concepts a Á leur mesure » (Centre interuniversitaire de Formation permanente Ð CIFOP, 2000, pp. 27-57). Le texte original comporte e Âgalement une se Ârie de donne Âes issues de sources varie Âes qui ne peuvent e Ãtre reproduites ici faute d'un espace suffisant.

240

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

REÂSUMEÂ Le capital humain peut eÃtre vu comme une variable dans une eÂquation eÂconomeÂtrique. Cependant, pour lui donner du sens et permettre l'action, il convient d'eÂtudier ce qui se cache derrieÁre ce concept en ne se limitant pas aÁ des cateÂgories, comme par exemple les diploÃmes, mais en essayant de deÂgager ce qui constitue la reÂelle « plus-value » lieÂe aÁ la possession d'un titre plus eÂleveÂ dans la hieÂrarchie scolaire. Cette deÂmarche, particulieÁrement difficile en Belgique, constitue un objet d'eÂtude pour les psychologues et les speÂcialistes des sciences de l'eÂducation. Ce chapitre tentera de montrer comment ce travail peut eÃtre accompli et aÁ quelles difficulteÂs il est confronteÂ.

1. INTRODUCTION Peut-on sortir le capital humain des e Âquations e Â conome Â triques pour l'approcher « en tant que tel » ? Telle est la question qu'un psychologue, double Â d'un statisticien, se pose face a Á ce concept qui, s'il est utile aux e Âconomistes, n'est pas d'abord de nature e Âconomique : sa de Â finition, comme sa mesure, suppose en effet de s'inte Â resser aux individus et a Á leurs compe Âtences, avant me Ãme d'en de Â crire les avantages ou les handicaps e Âconomiques. Dit autrement, le capital humain ne peut se re Â sumer a Á une variable dans une e Âquation de re Â gression, il doit correspondre a Á une certaine re Âalite Â si on souhaite le traiter comme un objet d'e Âtude a Á part entie Á re

183

.

Les e Â tudes entreprises depuis de nombreuses anne Âes dans le domaine scolaire, puis aupre Ás de sujets adultes, hors e Âcole, de manie Á re a Á en mesurer les compe Â tences constituent une approche essentielle de ce qui permet de transformer un « plus de formation » en capital. L'actualite Â de ce texte est d'autant plus grande en Belgique que la Re Âgion wallonne, sollicite Â e, vient de de Âcider de participer a Á une e Â tude internationale de grande ampleur qui vise a Á e Â valuer les compe Âtences re Âelles des sujets adultes dans 184 Â tude internationale sur la litte et les une perspective internationale (E Âracie

183

Nous ne nous arre Ã terons pas sur les critiques qui font du capital humain une sorte de de Âgradation de l'Homme,

rabaisse Â a Á un simple stock de valeurs. Elles ont pour seul re Âsultat d'interdire toute e Âtude scientifique dont l'Homme pourrait e Ãtre l'objet alors que reconnaõÃtre que nous posse Â dons un certain nombre de caracte Âristiques mesurables ne nous condamne pas ne Âcessairement a Á limiter les individus a Á de « petits tas de chiffres ». Nous ne discuterons pas non plus les the Âories qui lient croissance et formation du capital humain. Le lecteur inte Âresse Â Ð et non spe Â cialiste de l'e Â conomie Ð trouvera certainement dans le bref texte de Ralle (1999) une synthe Áse fort claire qui lui permettra d'aborder le sujet. 184

Litte Â racie ou litte Âratie : « Compe Â tences minimales en lecture et en calcul qu'un individu doit maõÃtriser pour

de Â chiffrer les signaux de son environnement et satisfaire de manie Áre autonome aux exigences de la vie quotidienne, personnelle ou professionnelle. » (Commission ministe Ârielle de terminologie de l'e Âducation, CERIOCDE, 28 juin 1996).

Le capital humain : de quoi s'agit-il ?

241

compe Â tences pour la vie chez les adultes, ALL). L'expose Â qui va suivre s'inspire naturellement de la situation belge francophone, mais peut tre Ás facilement e Ãtre adapte Â a Á d'autres contextes.

2. LE CAPITAL HUMAIN : DE QUOI S'AGIT-IL ? La volonte Â de mesurer le capital humain conduit a Á s'interroger sur l'utilite Â me Ã me du concept, avant d'envisager sa re Âalite Â comme objet d'e Âtude scientifique puis, e Â ventuellement, de se pencher sur sa quantification. Cette approche n'a rien d'originale, elle peut parfaitement e Ãtre adopte Â e, par exemple, par rapport a Á d'autres concepts, plus anciens et qui paraissent familiers a Á tout un chacun, comme celui d'intelligence. Ce rapprochement n'est pas anodin. Il permet de mettre en e Â vidence beaucoup de similitudes dans le de Âveloppement de concepts e Âmergeant dans certaines sciences humaines et sociales, puis adopte Âs par d'autres disciplines qui oublient souvent combien ces objets d'emprunt restent proble Âmatiques pour les disciplines dont ils sont issus. Du reste, cette triple interrogation suit e Âgalement celle du premier chapitre de l'ouvrage publie Â sous la responsabilite Â du secre Â tariat ge Â ne Â ral de l'OCDE (CERI, 1998) et consacre Â a Á l'investissement dans le capital humain.

2.1 Un concept utile Le concept de capital humain est, sans aucun doute, utile aux e Âconomistes. C'est un fait : on investit de plus en plus dans la formation et, puisque celle-ci a un cou Âconomique lui attribue un re Âsultat, sous la Ã t, il est logique que la science e forme d'une production de capital, ne serait-ce que pour maintenir une certaine rigueur aux e Â quations et pour justifier la de Âpense.

Mais, cela implique une bonne compreÂhension de la nature du capital humain, de son roÃle dans la promotion du bien-eÃtre individuel, eÂconomique et social et de l'efficaciteÂ des diffeÂrentes mesures capables de le renforcer. La compreÂhension de ces questions est encore insuffisante, qu'il s'agisse de l'analyse des relations en cause ou de la mesure de la formation, du stock et du rendement du capital humain (CERI, 1998, p.7). aussi

2.2 Un concept qui repose sur une reÂaliteÂ... difficile aÁ deÂfinir Ce constat conduit notamment Joop Hartog (1999), professeur d'e Âconomie

le capital humain (...) comme une «pochette surprise»: nous savons ce qu'elle couÃte (la renonciaa Á l'Universite Â d'Amsterdam, a Á de Â finir de manie Áre humoristique

242


tion aÁ un revenu pendant les anneÂes d'eÂtudes) et ce qu'elle nous rapporte (des gains plus eÂleveÂs), mais nous ne savons pas treÁs bien ce qu'elle contient. Autrement dit, nous ne sommes pas absolument suÃrs de ce qui, dans l'eÂducation, nous rend plus inteÂressants pour l'activiteÂ eÂconomique. Bien que le concept de capital humain soit utilise Â depuis tre Ás longtemps puisque Sweetland (1996) fait re Âfe Â rence aussi bien a Á Adam Smith (1776) qu'a Á John Stuart Mill (1848) ou Alfred Marshall (1890), il semble bien que la the Âorie

reste extreÃmement speÂculative, ajoutant des informations utiles aÁ celles qui sont deÂjaÁ connues, mais n'apportant pas de veÂritables reÂponses ou des solutions fondamentales. Dans la suite du texte, il faudra donc pre Âciser davantage ce dont il est question et, malgre Â l'importance de la litte Ârature sur le sujet et le nombre de personnages e Âminents qui s'y sont inte Âresse Âs Ð Schultz, Becker, Friedman, Kuznets et Solow, pour ne citer que quelques prix Nobel Ð, il faudra bien constater que le concept est encore bien flou et peu de Âfini.

Le lien entre « quantite Â de capital humain » et « effets e Âconomiques » est, lui aussi, trop souvent postule Â, plus que de Â montre Â . Cela provient sans doute du manque de donne Â es, mais aussi, du caracte Áre peu pre Â cis du concept. Et, si l'on veut lui e Â viter la boutade attribue Âe a Á Alfred Binet a Á propos de l'intelligence, de Âfinie comme le re Â sultat de ce que son test mesure, il importe de cerner, en le de Âfinissant pre Â cise Â ment, cet objet d'e Âtude potentiel. Tout comme l'intelligence, le capital humain ne peut e Ãtre approche Â qu'indirectement, par des indicateurs, et est certainement multi-factoriel. Sa re Âification, comme celle de l'intelligence, porte en germes des dangers e Ânormes et une approche fixiste Ð certains disposeraient d'un tel capital, d'autres pas, et la modification de cette situation ne pourrait e Ãtre que marginale Ð conduiraient aux me Ãmes de Â rives que celles qu'a connu son aõÃne Âe (Gould, 1983). Le capital humain peut naturellement e Ãtre de Â fini relativement simplement en tenant en compte le cou Â de la formation de chacun. MalheuÃ t financier cumule reusement, cette approche ne permet pas d'identifier sa « nature re Âelle » : comme le dit Hartog, cela permet de connaõÃtre le prix de la « pochette surprise », pas son contenu. Il importe pourtant de s'inte Âresser a Á celui-ci, pour pouvoir utiliser ce concept autrement que comme une « mesure statistique de notre ignorance ». Pour cela, il convient d'ouvrir la « boõÃte noire » pour voir si celle-ci contient des e Â le Â ments sur lesquels peut s'exercer un discours scientifique. L'OCDE (CERI, 1998, p. 9) adopte une de Âfinition qu'elle souhaite relativement large : le capital humain est constitue Â par les connaissances, qualifications, compe Âtences et autres qualite Âs posse Âde Â es par un individu et inte Âressant l'activite Â e Â conomique. (...) Le capital humain constitue donc un bien immate Âriel qui peut faire progresser ou soutenir la productivite Â, l'innovation et l'employa-

Le capital humain : de quoi s'agit-il ?

243

bilite Â . Il peut croõÃtre, se re Â duire ou devenir inutile. Il subit diffe Ârentes influences et provient de diffe Ârentes origines, notamment, mais pas seulement, d'un apprentissage organise Â sous la forme de l'e Âducation et de la formation. Les quatre e Â le Â ments (connaissances, qualifications, compe Âtences et autres qualite Â s personnelles) peuvent se combiner de diffe Ârentes manie Áres suivant les individus et suivant le contexte dans lequel ils sont utilise Âs (CERI, 1998, p. 10). Cette proposition, clairement oriente Âe vers la production, directe ou indirecte, de richesse ou de revenus, ne limite pas ne Âcessairement l'e Âducation a Á cette seule finalite Â, affirme le rapport. Par ailleurs, le capital humain ne doit pas e Ãtre confondu avec le capital social avec lequel il peut interagir et que Healy (1998), a Á la suite de James Coleman, de Âfinit comme les normes et les comportements fonde Âs sur la confiance, la participation sociale et les re Âseaux de partage de l'information. Le proble Á me principal de cette de Âfinition re Âside dans le recours qui y est fait a Á d'autres concepts qui ne sont pas toujours clairement de Âfinis : connaissances, qualifications, compe Â tences, voire d'autres qualite Âs. Ces autres qualite Â s semblent, au fil du texte, recouvrir des concepts comme la motivation ou des aptitudes ge Â ne Â rales. Tout cela peut s'acque Ârir (ou se perdre) a Á l'e Â cole, mais aussi en dehors de celle-ci, en formation en cours de carrie Áre, pendant la vie professionnelle, voire dans des situations plus informelles comme les re Âseaux d'inte Â re Ã t, les relations familiales ou amicales... Cela ne simplifie naturellement pas la mise en úuvre d'une mesure pre Âcise et revoie a Á de nombreux domaines explore Âs par les psychologues sans qu'ils fournissent actuellement des re Âponses simples et comple Átes ! Pour compliquer encore le proble Áme, l'OCDE fait re Âfe Â rence (CERI, 1998,

la capaciteÂ des entreprises et d'autres organisations aÁ devenir des organisations apprenantes et aÁ leur volonteÂ d'y parvenir

p. 11) a Á

, ce qui constitue, au-dela Á d'un

capital humain individuel, une sorte de capital humain collectif. D'autres encore,

comme Blaug (Caroli, 1993, pp. 55-56) incluent e Âgalement une composante socie Â tale en tenant compte des retombe Âes positives indirectes des syste Ámes d'enseignement sur la socie Âte Â dans son ensemble, notamment en termes d'accroissement des revenus des ge Âne Â rations futures, place Âes dans un environnement social plus favorable, un accroissement de la mobilite Â, une stabilite Â politique plus importante et un recul des comportements irresponsables, une stimulation de la recherche et du de Âveloppement... Pour tenter d'y voir plus clair, l'OCDE a mis en place un groupe d'e Âtude, baptise Â

DESECO (Definition and Selection of Competencies

), destine Â a Á pre Â ciser

ce que peuvent e Ãtre les compe Âtences sur lesquelles sont ba Ãties la plupart des de Â finitions du capital humain

185

. Dans ce contexte, Weinert (1999) propose, face

a Á l'impossibilite Â de trouver une de Âfinition consensuelle du terme compe Âtence, de 185

http://www.statistik.admin.ch/stat_ch/ber15/deseco/.

244


une disposition aÁ l'action aÁ la fois mobilisable selon les besoins, apprise et de nature cognitive.

conside Â rer qu'il s'agit d'

Cette de Â finition est tre Ás proche de celle

adopte Â e, en Communaute Â franc Ë aise de Belgique, par le de Âcret « Missions » (article 5)

186

.

2.3 Et donc... difficile aÁ mesurer En e Â largissant la de Âfinition du concept, sa mesure se complique singulie Árement. Comme le pre Âcise l'OCDE, il est maintenant clair que des indicateurs tels que le nombre d'anne Â es de formation initiale ne mesure pas de manie Áre ade Â quate le de Â veloppement des compe Â tences ne Â cessaires et que seule une de Âfinition plus large peut fournir des indices sur le type d'investissement le plus utile (CERI, 1998, p. 8). Et de poursuivre : l'analyse et la mesure du capital humain ne pre Âtendent donc pas sugge Ârer une mesure unique et simple. Il s'agit de de Âvelopper une compre Â hension et des typologies nouvelles, assorties d'indicateurs et re Âpondant au caracte Á re diversifie Â et dynamique du capital humain. Cette approche doit tenir compte de l'expe Â rience acquise par les individus a Á travers le temps et dans diffe Â rents contextes, c'est-a Á -dire dans toutes les dimensions de leur vie (CERI, 1998, p. 13). L'approche e Âconomique de la mesure du capital humain par le supple Âment de re Â mune Â ration dont be Âne Â ficieraient les de Âtenteurs d'un capital humain supe Ârieur pose de nombreux proble Ámes. En demeurant sur le terrain e Âconomique, elle induit une tautologie. C'est pourquoi de nombreuses tentatives sont faites pour mesurer directement le capital humain en sortant du cadre e Âconomique et s'inte Âressent aux compe Â tences des sujets. La premie Áre approche consiste a Á utiliser les certifications formelles (diplo Ã mes et titres obtenus au sein du syste Áme classique d'enseignement). Cette solution limite Âe, rejete Â e comme moyen d'identifier comple Átement le stock de compe Â tences de chaque individu, n'est pourtant pas aise Âe techniquement. Elle pose de nombreuses questions aux syste Ámes qui pro Ã nent de plus en plus un apprentissage tout au long de la vie et ou Á l'on reconnaõÃt qu'il existe de nombreuses occasions d'apprendre en dehors des formations formelles (Commission europe Â enne, 1995). Une autre voie, particulie Árement cou Âressante Ã teuse, mais plus inte est ouverte par les e Âtudes directes, a Á travers tests et enque Ãtes, d'e Â chantillons

International Adult Literacy Second International Adult Literacy Study

d'adultes. Il s'agit par exemple des e Âtudes IALS (

Study

186

), SIALS (

) ou ALL (OCDE,

De Â cret « Missions » : 24 JUILLET 1997. De Âcret de Âfinissant les missions prioritaires de l'enseignement

fondamental et de l'enseignement secondaire et organisant les structures propres a Á les atteindre. Publie Â le 1997-09-23. Il existe dans le domaine des compe Âtences scolaires une tre Ás large litte Â rature et un vocabulaire extre Ã mement riche et peu unifie Â, ce qui est l'indice d'un domaine encore tre Ás mouvant. Nous avons tente Â d'en faire une synthe Á se en rapport avec la situation de l'enseignement belge francophone dans un document de travail (Lempereur, Demeuse, Straeten, 2000).

Â le Á ves : une ta Ã che complexe Mesurer les acquis scolaires des e

245

Á ce niveau, malheureusement, la Belgique francophone187 1995, 1997, 2000). A n'a pas encore pu se joindre a Á ce type de prises d'informations, pour des raisons essentiellement budge Âtaires et un inte Âre Ã t encore peu marque Â de la part des de Âcideurs pour appuyer les de Âcisions politiques sur des donne Âes empiriques.

3. MESURER LES ACQUIS SCOLAIRES DES EÂLEÁVES : UNE TAÃCHE COMPLEXE DANS UN SYSTEÁME DISPARATE ET SANS PILOTE

3.1 Encore fort peu d'informations preÂcises

sur les compeÂtences enseigneÂes aÁ l'eÂcole et acquises par les eÂleÁves Une premie Áre approche du capital humain, nous l'avons vu, consiste a Á

s'inte Âresser a Á l'e Â ducation formelle. Malheureusement, en de Âpit du qualificatif « formel », il faut bien admettre que la production en capital humain qui re Âsulte de l'e Â cole, en Belgique, est bien peu normalise Âe, pour ne pas dire pas normalise Âe Á du tout. A un titre donne Â ne correspond pas une de Âfinition claire de ce que savent ou savent faire les e Âle Á ves ou les e Â tudiants. La liberte Â sur laquelle est ba Ã ti le syste Á me d'enseignement, fruit principal des luttes scolaires entre cle Âricaux et anticle Â ricaux, conduit le syste Áme a Á n'e Ã tre pilote Â par personne et, bien que le Ministre soit suppose Â contro Ã ler le niveau des e Â tudes, ce contro Ã le reste encore confine Â dans le domaine du vúu pieux ou de la the Â orie la plus abstraite. Ce n'est qu'en 1997, comme le pre Âcise un document diffuse Â par la Ministre

pour la premieÁre fois depuis la creÂation de l'institution scolaire, le deÂcret « Missions» deÂfinit clairement le roÃle de l'enseignement fondamental et secondaire.

Â ducation de l'e de l'E Âpoque (Onkelinx, 1997, p. 3), que

Encore faut-il attendre

1999 pour voir apparaõÃtre les outils qui ope Ârationnalisent les directives prises

deux ans auparavant, a Á travers les socles de compe Âtences pour l'enseignement fondamental et le premier degre Â de l'enseignement secondaire (Communaute Â franc Ë aise de Belgique, 1999a) et les compe Âtences terminales pour la fin de l'en187

Contrairement a Á la Flandre, la Wallonie n'a pas participe Âa Á IALS, le premier projet d'envergure internationale

Premier rapport annuel sur la coheÂsion sociale en ReÂgion wallonne «Il aurait eÂteÂ inteÂressant de disposer par ailleurs de donneÂes plus fines sur la distribution de compeÂtences de base dans la population adulte, telles que celles mesureÂes par exemple dans la reÂcente EnqueÃte Internationale sur l'alphabeÂtisation dans la population adulte Ð International Adult Literacy Study Ð meneÂe conjointement par Statistique Canada et l'OCDE pour mesurer le niveau de compe Â tence en litte Â racie des adultes. Or, comme le rappelle le

, une e Â valuation pre Â alable est indispensable avant toute ame Âlioration

de la situation....

.

246


seignement secondaire (Communaute Â franc Ëaise de Belgique, 1999b, 1999c et 188

2000)

.

En de Â pit de l'avance Â e que constitue certainement la pre Âcision des missions et des compe Âtences a Á atteindre a Á chaque niveau d'enseignement, aucun ve Âritable me Â canisme ope Â rationnel n'est pre Âvu pour assurer un niveau identique et ave Âre Â de compe Â tence, quel que soit l'e Âtablissement scolaire fre Âquente Â. Les e Âvaluations conduisant aux diffe Ârentes certifications restent d'ailleurs de la responsabilite Â locale, c'est-a Á -dire de celle de chaque enseignant ou de chaque e Âquipe e Â ducative, me Ã me s'il existe diffe Ârentes formes d'examens regroupant les e Âle Á ves de plusieurs e Â tablissements face a Á une e Â preuve commune (examens cantonaux, interdioce Âsains

dans la plupart des pays, le certificat de l'enseignement secondaire supeÂrieur geÂneÂral est deÂlivreÂ aÁ la suite d'un examen externe standardiseÂ ou avec un controÃle externe des examens ou communaux). Alors que,

(Unite Â europe Â enne d'Eu-

rydice, 1997), en Belgique, il n'existe pas, quel que soit le niveau concerne Â, d'examen national qui permette de s'assurer de l'e Âquivalence des compe Âtences. Et me Ã me, lorsqu'il s'agit par exemple de de Âcider quels e Â tudiants pourront poursuivre leurs e Â tudes de me Â decine au-dela Á des candidatures, sur la base d'un syste Áme de quotas impose Â par le Fe Â de Â ral, la de Â cision reste locale, c'est-a Á-dire du domaine de compe Â tence des jurys des diffe Ârentes institutions universitaires. Une homologation formelle des diplo Ã mes, maintenue en vigueur pour assurer un contro Ã le du processus a Á partir des documents scolaires re Âclame Âs a Á des e Â chantillons d'e Âle Á ves, comme un syste Áme d'inspection base Â sur les visites de classe et le contro Ã le des processus et non des re Âsultats scolaires, comple Átent le paysage. Les recours potentiels, institue Âs par le de Â cret « Missions », et une forme tre Á s souple et indicative d'e Âvaluations externes organise Âes, de loin en loin, apre Ás ne Â gociation entre chercheurs, administration et repre Âsentants des re Âseaux d'enseignement, fournissent des informations ge Âne Â rales sur le syste Áme et doivent, the Â oriquement, permettre son pilotage sur la seule base de la diffusion d'informations anonymes sur les performances des e Âle Á ves et des e Â coles. En fonction des moyens budge Âtaires disponibles et de Âpendant de plusieurs directions d'administration diffe Ârentes et des compe Â tences ministe Â rielles re Âparties selon la ge Âome Â trie de la coalition au pouvoir, la participation a Á des e Â tudes internationales, telles que celles de l'

Educational Achievement

International Association for the Evaluation of

(IEA) ou de l'OCDE, fournissent des informations sur

le fonctionnement du syste Áme. Les chercheurs en sciences de l'e Âducation, bien plus que les gestionnaires du syste Áme, exploitent ces donne Âes, principalement a Á des fins de compre Âhension et d'analyse. Le manque de formation de l'adminis188

Tout cet e Âdifice vient d'e Ã tre remis en cause par un arre Ãt de la Cour d'Arbitrage, sur la base d'un recours (e Âcole

Steiner). Cette me Ã me me Â saventure e Âtait arrive Âe a Á la Communaute Â flamande (arre Ã t du 18 de Â cembre 1996) au motif qu'il e Â tait porte Â atteinte a Á la liberte Â d'enseignement telle que de Âfinie dans la Constitution.


247

tration et la rotation rapide du personnel politique rendent ces donne Âes, dont la planification jusqu'a Á la publication peut prendre plusieurs anne Âes, peu pertinentes aux yeux des de Â cideurs, plus directement inte Âresse Â s par l'imme Â diat et le spectaculaire des effets d'annonce.

3.2 Les eÂtudes nationales et internationales189

TroisieÁme eÂtude internationale sur les matheÂmatiques et les sciences T.I.M.S.S. I.E.A. PISA l'OCDE (Programme international pour le suivi des acquis des eÂleÁves) Les e Â tudes internationales, comme la (

) mene Â e par l'Association internationale

pour l'e Âvaluation du rendement scolaire (

) ou le programme

de

consti-

tuent, avant tout, des outils d'analyse des syste Ámes e Â ducatifs. Ce travail d'analyse

suppose a Á la fois une bonne connaissance des structures e Âducatives des diffe Ârents pays participants et des outils utilise Âs (tests et questionnaires). Au-dela Á des palmare Á s qui sont publie Â s et des titres qui paraissent dans la presse, des analyses en profondeur sont mene Âes de manie Á re a Á mieux comprendre les re Âsultats produits. Ces analyses prennent en compte a Á la fois les facteurs lie Âs aux syste Á mes d'enseignement et aux e Âle Á ves (temps d'enseignement, curriculums, moyens mate Âriels, facteurs individuels comme le statut socio-e Âconomique des e Âle Á ves...) et a Á la nature des instruments utilise Âs. La composition des instruments, dans une perspective internationale, n'est naturellement pas anodine et il est indispensable de s'interroger sur ce qui est re Âellement mesure Â lors de chaque campagne. Apre Ás avoir pre Â cise Â cet aspect essentiel, des usages de Ârive Â s peuvent e Ã tre re Â alise Âs : e Â tudes des disparite Â s entre pays, entre e Âtablissements scolaires au sein d'un me Ãme syste Á me e Â ducatif... Des tentatives d'explication, base Âes sur les variables contextuelles re Â colte Â es, peuvent alors e Ãtre entreprises (voir chapitre 8 de cet ouvrage).

International Adult Literacy Survey Ð IALS SIALS ALL Ð Adult Literacy and Lifeskills Survey

D'autres e Â tudes ( l'e Â tude

et

, ou

Ð qui est en train d'e Ãtre mise

en place) portent sur les compe Âtences des adultes. Ici aussi, il est ne Âcessaire de pre Â ciser la porte Â e des conclusions de manie Áre a Á e Â clairer les concepts de capital humain, de niveau d'instruction et de formation ou de performances qui seront, selon les auteurs, utilise Âs lors de comparaisons nationales ou internationales. Á co A Ã te Â de ces e Â tudes internationales, des analyses nationales sont aussi entreprises. Elles comple Átent les informations disponibles, mais posent les me Ãmes questions me Â thodologiques quant a Á la de Â finition de ce qui est mesure Â.

Service geÂneÂral de l'informatique et des statistiques de la CommunauteÂ francËaise Les statistiques publie Â es par le

, re Â duit a Á la portion congrue, de Âpourvu de

189

Pour plus d'information a Á ce sujet, le lecteur peut notamment consulter Direction des Relations internatio-

nales de la Communaute Â franc Ë aise (2001) et Monseur et Demeuse (1998b).

248


statisticien et souvent prive Â d'informaticien, sont disponibles avec un retard de plusieurs anne Âes, alors que la Communaute Â franc Ë aise dispose d'un syste Áme potentiellement tre Ás performant, a Á savoir la carte e Âle Á ve, syste Á me informatise Â lie Â au registre national et permettant le contro Ã le de l'obligation scolaire. Le manque d'inte Â re Ã t apparent pour le pilotage du syste Áme ou, du moins, pour la description de

: Au milieu des anneÂes 1970, du coÃteÂ neÂerlandophone, trois aÁ quatre fonctionnaires devaient eÂtablir des statistiques, avec l'aide de quelques simples calculatrices. Le reÂsultat de leur travail n'eÂtait d'ailleurs pas exploiteÂ : la fonction du service est de produire des statistiques et des chiffres; un service chargeÂ de l'interpreÂtation de ces chiffres, qui en deÂduirait des implications ou des conseÂquences politiques, n'est pas preÂvu et al. Service de ProÂ grammation et de Documentation du MinisteÁre de l'Education nationale et de la Culture son fonctionnement d'un point de vue global, n'est pas neuf, en Belgique

(Mesdom, 1978, p. 157, cite Â par Minten

, 1996, p. 9). Du co Ã te Â

francophone, les textes de Marion Coulon (1966), directeur du

, dont on connaõÃt la ve Â he Â mence, te Âmoignent a Á la fois du manque d'outil

de Â ja Á signale Â et de perspectives claires. Re Âcemment, cette habitude de la gestion au

coup par coup a ne Âcessite Â , par exemple, la mise en úuvre, en urgence, d'une cellule spe Â ciale pour parvenir a Á fournir des chiffres pre Âcis et fiables de la population scolaire en mai 2000, lorsqu'il s'est agi de revoir la re Âpartition du financement entre Communaute Â s. Le rapport et les questions des examinateurs de l'OCDE (1991, pp. 101-105) avaient de Âja Á stigmatise Â cette pratique et la Loi de financement elle-me Ãme, assez peu favorable aux francophones, avait e Âte Âe Âlabore Âe sans que les chiffres de population ne soient parfaitement connus

190

.

3.3 Des formations peu ou mal deÂfinies... et de qualiteÂ treÁs variable

Le syste Á me e Â ducatif belge offre peu de points de comparaison entre les re Â sultats des e Â le Á ves et les objectifs du syste Á me. Dit simplement, un e Âle Á ve qui re Â ussit sa cinquie Á me anne Â e d'enseignement primaire n'a pas ne Âcessairement plus de « compe Â tences » qu'un e Âle Á ve issu d'une autre classe et qui e Âchoue (Grisay, 1984, Crahay, 1996). Le regroupement des e Âle Á ves dans des e Âtablissements distincts s'effectue soit en fonction de la re Âputation de l'e Âcole, soit par le jeu des options offertes (options ou filie Áres), qu'il y ait ou non une se Âlection formelle a Á Á l'entre Â e. Cela conduit les e Âcoles a Á e Ã tre fre Â quente Â es par des publics diffe Ârents. A 190

Le nume Â ro double (5 & 6) des

Cahiers du Service de PeÂdagogie expeÂrimentale

de l'Universite Â de Lie Á ge

(2001) qui rend hommage au Professeur Gilbert de Landsheere reproduit un certain nombre de textes sur ce sujet, et notamment l'avis des examinateurs de l'OCDE. Il est aussi particulie Árement inte Â ressant de noter que la cellule en charge du comptage des e Âle Á ves est totalement constitue Â e en dehors du service des statistiques de la Communaute Â franc Ë aise.


249

l'inte Â rieur de l'e Âcole, les e Â le Á ves pre Â sentent alors de nombreuses similitudes acade Â miques, mais entre e Âtablissements, il existe de grandes diffe Ârences. La mise en úuvre de projets d'e Âtablissement spe Âcifiques ou l'organisation d'e Âtablissements sur une base religieuse ou philosophique peut e Âgalement entraõÃner la mise en place d'e Â tablissements relativement diffe Ârents les uns des autres, et accroõÃtre l'effet de se Âgre Â gation, s'il n'existe pas de me Âcanismes de contro Ã le de la qualite Â. Cette re Â partition des e Âle Á ves peut conduire a Á diffe Ârencier le curriculum, et me Ãme le niveau des exigences ou la valeur du diplo Ã me (Monseur et Demeuse, 1998a). Les examens nationaux ne constituent malheureusement pas une panace Âe et ne pre Â munissent pas contre tous les proble Ámes. Ainsi, en France, les re Âsultats au baccalaure Â at semblent s'ame Â liorer alors qu'il s'agit en fait d'un phe Ânome Á ne plus complexe. Le baccalaure Â at permet d'acce Â der aux universite Â s, aux grandes e Âcoles et aux instituts universitaires de technologie. La structure de cette e Âpreuve a peu change Â depuis son introduction par Napole Âon (Colomb, 1995). Cependant, en 1951, moins de 10 % du groupe d'a Ãge e Â taient rec Ë us. En 1997, 61,5 % d'une

Depuis 1985, la proportion de bacheliers par geÂneÂration a plus que doubleÂ en gagnant plus de 30 points de 29,4% aÁ 61,5%. Pour un tiers environ, ce gain est duÃ aÁ la creÂation du baccalaureÂat professionnel, l'ameÂlioration du taux de reÂussite tant au niveau du baccalaureÂat geÂneÂral que technologique n'en expliquant quant aÁ elle qu'environ un cinquieÁme. En fait, preÁs de la moitieÂ de la hausse de la proportion d'une geÂneÂration titulaire du baccalaureÂat provient du plus grand nombre d'eÂleÁves qui acceÁdent en classe terminale geÂneÂrale ou technologique ge Â ne Â ration obtiennent le baccalaure Âat.

Á pre (Laulhe & Raulin, 1998). A Â sent, la possession de

ce certificat de fin d'e Âtudes d'enseignement secondaire ne suffit plus pour s'in-

scrire dans n'importe quelle e Âcole supe Â rieure ou universite Â . Pour ge Ârer la masse d'e Â tudiants qui se pre Âsentent a Á leurs portes, certaines universite Â s, dont la majorite Â en re Â gion parisienne, organisent leur propre se Âlection base Â e, en ge Â ne Â ral, sur la mention obtenue au bac (Colomb, 1995). Ce constat concerne e Âgalement d'autres pays europe Â ens

191

191

(Vorbeck, 1995).

ApreÁs l'obtention de leur diploÃme, quatre

La Belgique, contrairement a Á sa tradition d'ouverture des e Âtudes universitaires a Á l'ensemble des diplo Ã me Â s de

l'enseignement secondaire supe Ârieur, a tre Á s re Â cemment restreint, sous la pression du puissant lobby me Âdical, l'acce Á s aux e Â tudes de me Â decine par l'introduction d'un

numerus clausus

, de manie Á re a Á limiter l'acce Ás a Á la

profession, et ainsi pre Â server le volume des remboursements consentis par la se Âcurite Â sociale que devaient se partager un nombre croissant de praticiens. Cette limitation est d'autant plus inte Âressante a Á e Â tudier qu'elle est mene Â e par les autorite Â s des entite Â s fe Â de Â re Â es responsables de l'e Â ducation (c'est-a Á -dire les Communaute Âs) alors que les proble Á mes de se Â curite Â sociale sont de la responsabilite Â du gouvernement fe Â de Â ral. Les deux communaute Âs qui organisent un enseignement universitaire ont d'ailleurs adopte Â deux solutions diffe Ârentes : la Communaute Â flamande, un

numerus clausus

a Á l'entre Â e, la Communaute Â franc Ë aise, une sorte de concours qui dure pendant

les trois premie Á res anne Â es d'e Â tude. Ce contingentement, unique jusqu'ici en Belgique, est d'autant plus remarquable qu'il est destine Â a Á limiter l'acce Ás a Á une profession dite

libeÂrale

. Il ne semble par ailleurs pas affecter,

ne Â gativement, les inscriptions en me Âdecine. Ce contingentement, au niveau de la formation, est particulie Árement questionnable dans un contexte d'ouverture : se former en Belgique n'implique pas ne Âcessairement d'y travailler, et inversement !

250


bacheliers sur cinq entrent dans l'enseignement supeÂrieur, mais les filieÁres auxquelles ils acceÁdent diffeÁrent sensiblement selon leur aÃge et la seÂrie de leur bac. La grande majoriteÂ des bacheliers geÂneÂraux entament ainsi des longues eÂtudes aÁ l'universiteÂ plus de six bacheliers technologiques sur dix inteÁgrent une filieÁre courte preÁs de sept bacheliers professionnels sur dix arreÃtent apreÁs l'obtention de leur bac [...]

[...] [et]

(Lemaire, 1998). Certaines e Âcoles prive Â es ajoutent encore

a Á l'examen du dossier, et donc de la mention obtenue au baccalaure Âat, un examen ou un concours d'entre Âe. Ce concours peut couvrir des matie Áres spe Â cifiques (mathe Â matiques, sciences naturelles...), mais aussi des connaissances ge Âne Â rales (culture ge Âne Â rale). Certains e Âtablissements vont me Ãme jusqu'a Á attribuer des pe Â nalite Â s en fonction du parcours scolaire ante Ârieur, par exemple aux e Âtudiants qui ont redouble Â une anne Â e d'e Â tude, a Á notes scolaires et re Âsultats au concours identiques. Les finalite Â s assigne Â es aux e Â preuves externes conditionnent e Âgalement leur conception. Pour une e Âvaluation normative, dont l'objectif n'est plus de mesurer les connaissances et compe Âtences des individus, mais de les situer les uns par rapport aux autres, les questions sont se Âlectionne Â es sur la base de leur capacite Â a Á diffe Â rencier les individus. Des questions, conside Âre Â es comme fondamentales et qui ont fait l'objet d'un bon enseignement, sont e Âlimine Â es car elles sont re Â ussies par la majorite Â des e Â le Á ves. Ces e Â preuves normatives finissent par mesurer des savoirs et savoir-faire pour une partie seulement des e Âle Á ves et, par conse Â quent, corre Á lent davantage avec une sorte d'

aptitude geÂneÂrale

et les caracte Âristiques

familiales et socio-culturelles de l'e Âle Á ve Ð une sorte de « capital social » qui facilite la « reproduction des e Âlites » de Ânonce Â e par Bourdieu Ð que des e Âpreuves crite Â rie Â es, c'est-a Á -dire construites a Á partir des objectifs re Âellement poursuivis par le syste Á me e Â ducatif. Il en va parfois de me Ãme dans le cas des e Âtudes internationales dont l'objectif principal est de mettre en e Âvidence des disparite Â s entre e Âle Á ves et des me Â canismes plus ou moins efficaces d'enseignement, pluto Ã t que d'examiner si les objectifs de chaque syste Á me ont e Â te Â atteints. L'approche comparative de l'

du rendement scolaire Progress

Association internationale pour l'eÂvaluation International Assessment of Educational

(I.E.A.) et de l'

(I.A.E.P.) vise principalement a Á comprendre les syste Ámes e Â ducatifs et

leur relative efficacite Â. Dans ce type d'e Âtudes, chaque syste Áme e Â ducatif est situe Â, non plus par rapport aux objectifs qu'il poursuit, mais par rapport a Á une norme internationale construite sur la base d'une analyse de Âtaille Â e de l'ensemble des programmes nationaux d'enseignement. Dans ce cadre, un syste Áme e Â ducatif performant est un syste Á me qui se situe parmi les premiers dans le classement international. Si certaines e Âtudes proce Á dent, comme TIMSS, a Á une e Â tude tre Á s approfondie des curriculums nationaux, d'autres s'attachent pluto Ãt a Á de Â finir un concept particulier et a Á l'ope Â rationnaliser, comme dans le cas des e Âtudes sur la litte Âracie (IEA-Literacy, IALS, SIALS). L'e Âtude PISA fournit un exemple de cette approche a priori (OCDE, 1999a et b).


251

L'annexe statistique en fin de volume pre Âsente l'e Â volution des re Â sultats de la Belgique et de la Communaute Â franc Ë aise lors d'e Â tudes internationales sur le rendement scolaire dans trois domaines (mathe Âmatique, sciences et lecture dans la langue d'enseignement) depuis plus de trente ans. Ce type d'informations permet d'envisager des comparaisons entre pays en se basant sur des performances a Á des e Â preuves identiques pluto Ã t que sur des titres scolaires suppose Âs couvrir des connaissances et savoir-faire semblables. La place occupe Âe par la Belgique francophone y est ge Âne Â ralement en recul relatif (Monseur & Demeuse, 1998b, Direction des Relations internationales de la Communaute Â franc Ë aise, 2001). Nos e Âle Á ves du premier cycle de l'enseignement secondaire se sont par exemple classe Â en 36

e

position, juste avant les pays en de Âveloppement et derrie Áre tous les pays

industrialise Â s, lors de l'e Âtude sur l'enseignement des sciences (1995) alors que leurs camarades du nord du pays se classaient pour leur part dans le peloton de te Ã te ! Mais, si les e Âtudes internationales sur les acquis des e Âle Á ves constituent des sources importantes d'informations, elles ne permettent cependant pas de se passer d'autres me Âcanismes de re Âgulation au niveau national, de manie Áre a Á assurer la qualite Â des formations offertes.

3.4 Des parcours scolaires difficiles aÁ eÂtudier en dehors des recensements

Les donne Â es des recensements de Âcennaux constituent une source unique, notamment en raison de la grande quantite Â d'informations acquises a Á propos de chaque individu et du caracte Á re en principe exhaustif de la collecte. De plus, certaines donne Â es ne sont disponibles que dans ce cadre (qualite Â des logements, diplo Ã mes et parcours scolaires de la population re Âsidant en Belgique...). Les donne Â es issues du recensement de 1991 ont permis de re Âaliser une se Ârie d'analyses en rapport avec le niveau d'instruction (Demeuse et Mainguet, 1997 ; Mainguet et Demeuse, 1998). Le recensement ne propose malheureusement aucune question relative aux aspects financiers, alors que les statistiques fiscales, quant a Á elles, ne prennent pas en compte les informations relatives aux diplo Ã mes ou aux qualifications. Il faut donc croiser ces deux ensembles de donne Âes sur la base d'unite Âs territoriales (communes ou secteurs statistiques) pluto Ã t qu'a Á partir des individus eux-me Ã mes ou avoir recours a Á des e Â tudes sur e Â chantillons, comme les panels et

EnqueÃte sur les forces de travail Statistique europeÂennes l'

Institut nationale de Office statistique des CommunauteÂs

(EFT) re Â alise Â e par l'

, en Belgique, et coordonne Âe par l'

(Eurostat) au niveau europe Âen. Le recensement constitue cependant,

jusqu'a Á pre Â sent, la seule source disponible pour e Âtablir le parcours scolaire de l'ensemble de la population, a Á travers l'analyse de tous les diplo Ã mes obtenus, a Á

252


chaque e Âtape de la scolarite Â, sur la base des de Âclarations des re Âpondants (Mainguet & Demeuse, 1998 ; Demeuse & Mainguet, 2000). Malgre Â de nombreuses re Âformes, dont celle de 1971 qui a conduit a Á l'

gnement reÂnoveÂ

192

ensei-

(Van Haecht, 1985), l'enseignement secondaire belge franco-

phone reste base Â, dans les faits, sur une orientation par choix ne Âgatifs. Les e Âle Á ves en difficulte Â , au niveau secondaire, puis dans l'enseignement supe Ârieur, passent des filie Áres les plus valorise Â es, c'est-a Á -dire a Á forte composante intellectuelle, vers celles qui sont moins valorise Âes, plus pratiques ou directement en rapport avec l'exercice d'une profession de type manuel. La re Âforme du premier degre Â a d'ailleurs confirme Â cet e Â tat de fait puisqu'a Á partir de la premie Á re anne Â e B de l'enseignement secondaire (dite aussi

1re accueil

), on acce Á de directement a Á la

deuxie Á me anne Â e d'enseignement secondaire professionnel (2P), mais pas a Á la deuxie Á me anne Â e d'enseignement ge Âne Â ral. Il existe toujours bien une hie Ârarchie de prestige entre les filie Áres. On rencontre des parcours

descendants

(de l'ensei-

gnement ge Â ne Â ral vers l'enseignement technique ou professionnel), mais tre Ás peu de parcours

ascendants

(de l'enseignement professionnel ou technique vers l'en-

seignement ge Âne Â ral), bien que des solutions existent, au moins sur le papier, pour « remonter le courant ». L'obtention d'un diplo Ã me de l'enseignement supe Ârieur, plus particulie Á rement universitaire, reste tre Ás de Â pendante des filie Áres suivies dans

dont l'Australie et les ÂEtats-Unis, on a l'habitude d'orienter vers l'enseignement professionnel les eÂleÁves dont les reÂsultats sont faibles ainsi que ceux qui semblent particulieÁrement doueÂs pour les eÂtudes techniques ou pratiques. En fait, quelles qu'aient pu eÃtre les raisons invoqueÂes, beaucoup de ces filieÁres ont rapidement perdu de leur prestige et les eÂleÁves qu'elles ont recruteÂs eÂtaient majoritairement issus de milieux socioeÂconomiques deÂfavoriseÂs. L'enseignement professionnel, instaureÂ pour reÂpondre aÁ de reÂels besoins de la socieÂteÂ et des individus, peut donc en fait renforcer le handicap eÂconomique et social. l'enseignement secondaire. Comme dans d'autres pays,

(Skilbeck, 1990, p. 65)

Le parcours scolaire des jeunes qui avaient entre 25 et 34 ans en 1991, date du dernier recensement, dans un syste Áme e Â ducatif en apparence tre Ás ouvert en termes de choix et de re Âorientation, reste tre Ás de Â terministe. Le maintien dans la me Ã me filie Áre et la formule « descendre en technique ou en professionnel » constituent les parcours les plus fre Âquents dans les deux groupes d'a Ãge, quel que soit le sexe. Si les effectifs des plus jeunes sont globalement plus importants, notamment ceux des femmes, dans les filie Áres les plus valorise Â es, il n'en reste pas moins que les donne Â es recueillies en 1991 permettent de montrer qu'il n'existe pas de 192

Il n'existe pas, en Belgique, d'inventaire des diplo Ã mes de Â livre Â s. La modification des recensements ge Âne Â raux

pre Â voit l'utilisation de bases de donne Âes administratives apre Ás l'enque Ã te socio-e Â conomique d'octobre 2001 (Census 2001, http://statbel.fgov.be/census/home_fr.htm) de manie Áre a Á pouvoir disposer des donne Â es relatives aux qualifications formelles. Cet aspect ne Âcessite notamment la conclusion d'accords de coope Âration entre entite Â s fe Â de Â re Â es qui ne semblent pas encore inscrits a Á l'agenda.

Mesurer les acquis des adultes

253

grandes diffe Ârences dans la structure des parcours qualifiants entre le groupe d'a Ã ge des 35-64 ans et celui des 25-34 ans, qu'il s'agisse des femmes ou des hommes. Les probabilite Â s d'avoir un diplo Ã me universitaire, par exemple au de Âpart d'un diplo Ã me secondaire infe Ârieur professionnel ou ge Âne Â ral reste tre Ás diffe Â rente, quel que soit le sexe ou le groupe d'a Ãge conside Â re Â . Un peu plus d'un garc Ëon sur cinq, quel que soit son groupe d'a Ãge, pour peu qu'il soit de Âtenteur d'un diplo Ã me de l'enseignement secondaire infe Ârieur ge Â ne Â ral, a obtenu un diplo Ã me universitaire, contre moins d'un pour cent des de Âtenteurs d'un diplo Ã me technique du me Ãme niveau. La situation des filles est analogue. C'est au niveau de l'acce Ás des femmes porteuses d'un diplo Ã me de l'enseignement secondaire infe Ârieur ge Â ne Â ral que des progre Ás se marquent, entre les deux groupes d'a Ãge, principalement en ce qui concerne l'acce Ás a Á un diplo Ã me de l'enseignement supe Ârieur de type court ou universitaire. Pour les autres conditions initiales, les probabilite Âs relatives des deux ge Â ne Â rations sont semblables (Demeuse & Mainguet, 2000). Les donne Â es issues de la carte e Âle Á ve confirment celles du recensement. Les transferts, avec ou sans promotion s'effectuent bien dans le sens de l'enseignement ge Â ne Â ral vers l'enseignement technique et professionnel. C'est l'enseignement ge Â ne Â ral qui garde le moins ses propres e Âle Á ves, quelle que soit la de Âcision de promotion ou de redoublement. Des analyses plus fines pourront, a Á l'avenir, e Ãtre mene Â es sur cette base sans aucun cou Â a Á l'acquisition de donne Âes. Ã t particulier lie C'est d'ailleurs dans cette perspective que travaillent les responsables du recensement, espe Â rant pouvoir compter sur la collaboration des entite Âs fe Â de Â re Â es pour e Â viter de recourir a Á des prises d'information inutiles. La limite principale de la base de donne Â es de la carte e Âle Á ve, pourtant particulie Á rement riche, re Â side dans le fait que n'y figurent pas le parcours des e Âle Á ves au-dela Á de l'enseignement obligatoire, ni les de Â cisions prises chaque anne Âe ou, au moins, a Á l'issue de chaque cycle, en termes de certification ou non des acquis. Cette information devrait pouvoir e Ã tre rendue disponible sans grand surcou Ã t puisqu'elle existe, pour la Communaute Â franc Ë aise, dans deux autres banques de donne Âes, l'une pour le supe Â rieur non universitaire, l'autre pour l'enseignement universitaire.

4. MESURER LES ACQUIS DES ADULTES : UNE APPROCHE

PLUS DIRECTE ET PLUS ADAPTEÂE, MAIS TREÁS COUÃTEUSE

L'analyse des parcours et des qualifications des sujets adultes pose ne Âanmoins les me Ã mes proble Ámes que celles qui reposent sur l'usage des niveaux ou des notes scolaires a Á l'inte Â rieur du syste Áme d'enseignement, du fait du manque de standardisation des exigences et des compe Âtences certifie Âes. Il est donc indispensable de pouvoir mettre en úuvre d'autres types d'e Âtudes de manie Áre a Á approcher

254


les compe Â tences re Âelles des adultes. C'e Âtait notamment l'objectif des e Âtudes IALS et SIALS, et c'est ce que propose, mais de manie Áre encore plus ambitieuse, l'e Âtude ALL. Plus le syste Áme d'enseignement est disparate, plus ce type d'e Âtudes constitue une approche incontournable du capital humain : sans elles, il n'est en effet pas possible de pre Âciser en quoi un diplo Ã me ou un niveau d'e Âtude constitue un re Âel avantage. Et s'il s'agit de travailler a Á changer l'avenir (et non a Á pre Â dire le passe Â, comme certains en accusent fort se Âve Á rement nos colle Águes e Â conomistes), il importe de donner corps au concept de capital humain en pre Âcisant les compe Âtences re Âelles. Cette perspective est essentielle lorsqu'il s'agit de bien comprendre l'ade Â quation des formations et des emplois, dans l'optique, par exemple, de proposer de nouvelles formations re Âellement qualifiantes a Á des jeunes sans emploi.

5. CONCLUSIONS L'estimation du capital humain n'est pas aise Âe. Si on se limite a Á l'e Â ducation formelle, aux diplo Ã mes de Â livre Â s et aux parcours re Â alise Â s dans le syste Áme d'instruction, plusieurs sources d'informations sont disponibles ou pourraient l'e Ãtre a Á faible cou Â tences Ã t, mais il est difficile, sinon impossible, de connaõÃtre les compe re Â ellement maõÃtrise Â es par les de Âtenteurs de tel ou tel diplo Ã me. Le syste Á me luime Ã me pourrait aise Â ment fournir des informations extre Ãmement riches, notamment gra Ã ce a Á la carte e Â le Á ve, moyennant quelques comple Âments et une organisation plus approfondie des donne Âes re Â sultant d'une meilleure collaboration entre les diffe Ârents services concerne Â s, y compris au sein de chaque administration (commuÁ ce niveau, la Communaute naute Â s, re Â gions et administrations fe Âde Â rales). A Â franc Ë aise pourrait se doter d'un outil statistique performant et lui imposer des missions le Â gales. La cre Â ation d'un conseil de la statistique, comparable a Á celui qui existe au niveau fe Â de Â ral, et de bases le Âgales, interdiraient que perdure la situation actuelle ou Âcideur ne dispose re Âellement d'aucun outil qui lui permettrait d'agir Á aucun de avec un minimum de rationalite Â . La cre Â ation d'une agence des statistiques qui regrouperait l'ensemble des moyens statistiques et informatiques ne Âcessaires et serait dote Âe d'un contrat pluriannuel et de missions pre Âcises, permettrait de sortir de l'aveuglement ge Âne Â ralise Â qui pre Âvaut aujourd'hui a Á la fois par manque de compe Â tence, de volonte Â , d'inte Â re Ã t et, il faut le dire, de collaboration entre services administratifs et politiques. La mise en rapport des donne Âes disponibles avec les classifications internationales permettrait e Âgalement de re Â pondre a Á un grand nombre de nos obligations en terme de fourniture de donne Âes, ce qui est actuellement loin d'e Ãtre

Conclusions

255

toujours le cas, notamment a Á cause des temps de re Âactions de l'administration et la ne Â cessite Â de collectes spe Âcifiques. Á co A Ã te Â des informations sur les flux et les diplo Ã mes, il importe aussi de pouvoir identifier les compe Âtences re Âelles des sujets adultes. Pour cela, il faut ame Â liorer la de Âfinition et la certification des compe Âtences au sein du syste Á me e Â ducatif lui-me Ãme. Certaines de Â cisions prises depuis quelques anne Âes vont dans cette direction, me Ã me si d'un point de vue concret, le syste Áme reste encore tre Ás peu cohe Â rent et souffre d'absence quasi totale de pilotage. Au niveau des adultes, il convient de pouvoir mener re Âgulie Á rement des campagnes de prise d'information sur les compe Â tences ave Â re Â es. Ce genre d'entreprise gagne a Á e Ã tre mene Â e dans un cadre plus large que le cadre national. Les e Âtudes internationales, comme l'e Âtude ALL, sont d'excellentes opportunite Âs d'acque Â rir des informations comparables, correspondant a Á une analyse robuste du proble Áme. Il serait regrettable que la Belgique et ses entite Âs fe Â de Â re Â es ne disposent pas de ce type d'outil et ne s'inse Árent pas dans les initiatives en cours dans ce domaine. Les bases de donne Â es statistiques produites par le syste Áme scolaire luime Ã me pourrait e Ãtre enrichies, notamment par l'adjonction de re Âsultats d'enque Ã tes re Â alise Â es dans les e Â coles a Á l'occasion, par exemple, des e Âtudes internationales ou des travaux des e Âquipes qui re Âalisent des e Â valuations a Á la demande du Gouvernement de la Communaute Â franc Ë aise. Ce genre de travail ne constituerait pas une augmentation importante du cou Ã t des campagnes de test puisqu'il s'agirait uniquement d'utiliser un syste Áme d'encodage uniforme des donne Âes de manie Áre a Á pouvoir les inte Â grer dans une base de donne Âes commune. Ce travail pourrait e Ãtre entrepris au sein du service de statistique du Ministe Áre, pour des raisons de confidentialite Â, ou e Ã tre confie Â a Á un service de recherche universitaire ou une agence des statistiques, si le travail s'effectue a Á partir de cle Â s rendues anonymes. Ces informations pourraient alors alimenter les organes charge Âs du pilotage du syste Á me e Â ducatif, mais aussi de la politique de formation continue, de la re Âsorption du cho Ã mage et des aides individuelles ou collectives aux adultes en difficulte Â, pour ne citer que quelques exemples. La mesure du capital humain est a Á ce prix ! Mais, continuer dans la voie actuelle a un cou Á Ã t social qu'il convient de mettre en balance : celui qui consiste a gouverner sans visibilite Â au risque de ne Âgliger les plus faibles et de de Âcourager tous les autres.

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CHAPITRE

13 COMPARAISON INTERNATIONALE Â Â Â DE L'EFFICACITE ET DE L'EQUITE Á MES D'ENSEIGNEMENT DES SYSTE

Marie-Denise ZACHARY

GIRSEF, UniversiteÂ catholique de Louvain Vincent DUPRIEZ

GIRSEF, UniversiteÂ catholique de Louvain Vincent VANDENBERGHE

GIRSEF, UniversiteÂ catholique de Louvain

260

Â et de l'e Â quite Â des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

REÂSUMEÂ L'eÂquiteÂ et l'efficaciteÂ sont des prioriteÂs communeÂment assigneÂes aux systeÁmes eÂducatifs des pays occidentaux. Le but de cette contribution est de questionner la relation entre les structures scolaires et ces deux prioriteÂs. L'organisation d'un systeÁme scolaire a-t-elle des reÂpercussions sur l'efficaciteÂ et, plus particulieÁrement, sur l'eÂquiteÂ de ce dernier, eÂquiteÂ entendue comme la capaciteÂ des systeÁmes scolaires aÁ minimiser la relation de deÂpendance des performances scolaires des eÂleÁves par rapport aÁ leur origine socioeÂconomique ? Nous posons l'hypotheÁse que plus un systeÁme eÂducatif recourt aÁ un tronc commun long, plus il est eÂquitable, hypotheÁse que nous tentons de veÂrifier aÁ partir des scores obtenus par diffeÂrents pays europeÂens aÁ l'enqueÃte internationale reÂaliseÂe en 1995 par l'IEA193, concernant les acquis en matheÂmatiques et en sciences des eÂleÁves deÂbutant l'enseignement secondaire. Dans cette contribution, nous traiterons en filigrane la question de l'efficaciteÂ, largement abordeÂe et commenteÂe lors de la publication des reÂsultats de TIMSS, pour nous concentrer plus longuement sur celle de l'eÂquiteÂ, en la confrontant aux structures scolaires.

1. INTRODUCTION Efficacite Â et e Â quite Â sont des objectifs commune Âment assigne Â s aux syste Á mes e Â ducatifs des pays occidentaux, en Europe en particulier. Le the Áme central de cet article est de questionner la re Âalisation de ces objectifs, et plus spe Âcifiquement celui de l'e Â quite Â , dans les diffe Ârents syste Á mes e Â ducatifs dont se sont dote Âs les pays europe Â ens. La question de l'efficacite Â, essentiellement pose Â e en termes de rendement moyen

194

, a e Â te Â largement discute Âe et commente Â e, notamment en ce qui

concerne les mauvais re Â sultats de la Communaute Â Wallonie-Bruxelles, au moment de la publication des re Âsultats de l'enque Ãte internationale re Âalise Â e en 1995, qui portait sur les connaissances en mathe Âmatiques et en sciences. Il nous apparaõÃt cependant fondamental de pouvoir e Âgalement discuter de la question de l'e Â quite Â des syste Á mes scolaires. Notre hypothe Á se de de Â part est la suivante : nous savons, par l'apport de recherches en sciences de l'e Âducation, que diverses pratiques pe Âdagogiques sont susceptibles de favoriser l'ine Âquite Â d'un syste Á me scolaire. Au nombre de celles-ci figure la pratique du redoublement qui, selon Crahay (2000), ne permet en ge Âne Â ral pas a Á l'e Â le Á ve redoublant de re Â ussir mieux que s'il avait e Âte Â maintenu dans sa classe. L'homoge Â ne Â isation du public en fonction des performances scolaires des 193

Re Â alise Âe a Á l'initiative de l'IEA (l'Association internationale pour l'e Âvaluation du rendement scolaire), cette

enque Ã te (nomme Â e TIMSS, pour

Third International Mathematics and Sciences Study

)ae Â te Â mene Â e dans 44 pays,

aupre Á s d'e Â le Á ves, a Ã ge Â s de 13-14 ans (pour plus d'informations, voir http://www.iea.nl/et http://timss.bc.edu/). 194

Le rendement moyen est de Â fini comme la somme des scores de l'ensemble des e Âle Á ves d'un pays divise Â e par le

nombre d'e Âle Á ves.

Á mes e Â ducatifs en Europe Organisation des syste

261

Á ce titre, on met en cause e Â le Á ves peut aussi avoir des conse Âquences sur l'e Âquite Â. A (1) la constitution de classes de niveau, c'est-a Á-dire une composition des classes en fonction des performances des e Âle Á ves et du regroupement des forts entre eux et des faibles entre eux, car cette pratique handicape les e Âle Á ves faibles alors qu'elle ne favorise pas les meilleurs, a Á conditions de travail e Âquivalentes (Duru-Bellat et Mingat, 1997 ; Monseur et Demeuse, 1998 ; Grisay, 1993), (2) la pre Âsence de diffe Â rentes filie Áres de formation (qui ont tendance a Á se Â gre Âguer la population scolaire entre des e Âtablissements organisant des filie Áres re Â pute Â es bonnes ou mauvaises), (3) le libre choix de l'e Âtablissement qui, en cre Âant les conditions d'un « quasi-marche Â » scolaire, entraõÃne une hie Â rarchisation des e Âtablissements entre eux et une re Â partition des e Âle Á ves en fonction de leurs performances acade Âmiques (Gewirtz

et al.

, 1995 ; Zachary et Vandenberghe, 2002).

Ces donne Â es semblent indiquer un lien entre une politique de maintien de l'he Â te Â roge Â ne Â ite Â des e Â le Á ves au sein des classes et des e Âtablissements et une e Âquite Â plus grande du syste Á me scolaire. De Ás lors, en extrapolant ces e Âle Â ments, on peut e Â mettre l'hypothe Á se selon laquelle les pays qui organisent leur syste Áme scolaire autour d'un tronc commun long sans diversifier outre mesure les options et filie Áres de formation et sans avoir recours massivement au redoublement devraient se montrer plus e Â quitables que les pays qui optent pour une diffe Ârenciation pre Â coce des filie Á res de formation. Apre Ás une bre Á ve description de l'organisation des syste Ámes e Â ducatifs en Europe, nous tentons de ve Ârifier cette hypothe Á se en utilisant les re Âsultats obtenus par les diffe Â rents pays a Á l'enque Ã te internationale pre Âcite Â e. L'objet de l'expose Â est donc d'e Â tudier le lien entre des modalite Âs d'organisation des syste Ámes scolaires et des indicateurs des effets de l'e Âcole au regard de l'e Âquite Â et de l'efficacite Â.

2. ORGANISATION DES SYSTEÁMES EÂDUCATIFS EN EUROPE Le choix, au de Âbut de l'enseignement secondaire, entre le maintien de filie Á res de formation clairement diffe Ârencie Â es ou le regroupement des e Âle Á ves au sein d'un long cursus commun s'est pose Âa Á la majorite Â des pays industrialise Â s dans les de Â cennies qui ont suivi la fin de la seconde guerre mondiale. Dans un contexte de croissance e Âconomique forte, de besoin de main-d'úuvre qualifie Âe et de valorisation du de Âveloppement culturel, la scolarite Â primaire de masse apparaõÃt comme insuffisante et, de manie Áre spontane Â e ou suite a Á une prolongation de la dure Â e de la scolarite Â obligatoire, l'enseignement secondaire est confronte Â a Á une croissance forte de sa population. La question qui se pose est de savoir comment ge Â rer cet afflux de population scolaire. Selon Vaniscotte (1996), deux types de logiques ont pre Âside Â a Á la de Â finition des structures scolaires dans les pays europe Â ens :

« L'enseignement inteÂgreÂ est la reÂunion des trois types d'orientations

262


mentionneÂes et de leurs trois finaliteÂs (preÂparation acadeÂmique, preÂparation technique et formation professionnelle) dans une seule institution et avec un meÃme curriculum pour un meÃme groupe d'aÃge. L'enseignement diffeÂrencieÂ est la seÂparation de ces trois finaliteÂs en trois eÂcoles distinctes, ayant des objectifs et des curriculums diffeÂrents, accueillant des eÂleÁves reÂpartis sur la base du criteÁre de rendement acadeÂmique dans l'enseignement primaire, aÁ partir de 10/12 ans » .

Dans la perspective de l'enseignement inte Âgre Â , la situation la plus claire est celle des pays du Nord de l'Europe (Sue Áde, Danemark, Norve Áge, Finlande, Islande) qui ont opte Â , suivant en cela leur longue tradition d'e Âducation populaire, pour une e Â cole unique inte Âgrant le niveau primaire et le premier cycle du secondaire. Cette e Â cole unique a pour spe Âcificite Â s l'absence de distinction entre l'enseignement primaire et l'enseignement secondaire infe Ârieur, le caracte Áre exceptionnel du redoublement des e Âle Á ves et la place tre Ás faible laisse Â e aux options (formes de diffe Ârenciation de la formation plus subtiles que les filie Áres) dans le cursus scolaire. Ces diffe Â rentes caracte Â ristiques contribuent a Á cre Â er des e Â tablissements et des classes dont la population est he Âte Â roge Á ne en termes de performances, vu le refus d'une re Âpartition des e Âle Á ves entre filie Á res diffe Â rentes, ou entre options fortes ou faibles, ou encore sous une forme atte Ânue Â e, par le redoublement massif des e Â le Á ves les plus faibles. Comme le rele Áve Leclercq (1993) a Á propos de la Sue Á de, l'e Â cole unique dans ce pays correspond aussi a Á un choix politique qui a permis de

« faire de l'organisation de la scolariteÂ obligatoire un moyen d'assurer l'eÂgaliteÂ des chances devant l'instruction et d'ameÂliorer les chances d'acceÁs aux formations ulteÂrieures (y compris l'universiteÂ) des cateÂgories jusque-laÁ les plus deÂfavoriseÂes aÁ cet eÂgard, en particulier les ouvriers et les agriculteurs» .

Á l'oppose A Â, dans la perspective de l'enseignement diffe Ârencie Â , on peut

observer le syste Áme scolaire allemand qui, a Á l'issue d'une bre Áve scolarite Â primaire (4 anne Â es dans la plupart des La Ènder) ame Áne les e Â le Á ves a Á opter entre la « Hauptschule » (pre Â paration a Á une formation professionnelle), la « Realschule » (proposant une formation scientifique plus solide et un diplo Ã me ouvrant l'acce Ás aussi bien a Á la formation professionnelle qu'a Á la poursuite d'e Âtudes du second cycle) et le « Gymnasium » (offrant une formation conside Âre Â e comme exigeante et se Âlective). Ce dernier repre Â sente bien entendu la voie privile Âgie Â e pour la poursuite d'un deuxie Á me cycle ge Âne Â ral de trois ans, lequel donne acce Ás a Á l'enseignement supe Ârieur et a Á l'universite Â . On conside Á re ge Â ne Â ralement que le Luxembourg, l'Autriche et la plupart des cantons suisses ont opte Â pour des structures scolaires fort proches du mode Á le allemand de diffe Â renciation pre Âcoce des cursus et des lieux de formation, de Á s le de Â but de l'enseignement secondaire. Entre ces deux structures type Âes, il est plus difficile de situer les autres modes d'organisation des syste Ámes scolaires. Dans une logique proche de l'enseignement inte Â gre Â , mais sous une forme moins ambitieuse que dans l'e Âcole unique, on peut classer les diffe Ârents pays qui ont opte Â pour un tronc commun au de Âbut de

Á mes e Â ducatifs en Europe Organisation des syste

l'enseignement secondaire (France, Italie, Espagne, Portugal

195

263

et Gre Áce). La

logique qui pre Âvaut ici est celle d'une rupture entre l'enseignement primaire et secondaire et d'une inte Âgration des diffe Â rentes filie Á res de formation qui coexistaient dans l'enseignement secondaire au profit d'un premier cycle, de 3 ou 4 ans, Á de formation commune (a Á l'exemple notamment du colle Áge unique en France). A l'inte Â rieur de ce cycle, ces pays recourent cependant avec plus ou moins d'amplitude a Á une panoplie de cours a Á option et utilisent le redoublement comme mode de gestion des e Âle Á ves en difficulte Â d'apprentissage. Dans une certaine mesure, la « Comprehensive school » britannique, cre Âe Â e en 1964, poursuit le me Ãme objectif de regrouper tous les e Âle Á ves dans le me Ãme institut, avec des itine Âraires de formation fort similaires. Cependant, cette formule (qui comptabilisait en 1992 86 % des effectifs) a toujours cohabite Â avec d'autres structures scolaires, les tre Ás e Â litistes « Grammar schools » et d'autres e Âtablissements centre Âs sur une formation plus pratique, voire professionnelle. Nous sommes donc face a Á une organisation scolaire bigarre Â e, qui ne peut e Ãtre entie Á rement assimile Âe a Á la logique de tronc commun. Enfin, dans une perspective de diffe Ârenciation de la formation, moins prononce Â e que dans le mode Ále allemand, il faut situer le cas des Pays-Bas, ge Âne Â ralement qualifie Â de premier cycle a Á filie Á res. Les e Â le Á ves y de Â butent leur enseignement secondaire (a Á 12 ans) dans des e Âtablissements qui inte Ágrent, dans la me Ã me implantation, diffe Â rentes filie Á res de formation oriente Âes vers l'acquisition de compe Âtences ge Â ne Â rales ou professionnelles. Des passerelles sont pre Âvues afin de permettre des bifurcations entre les filie Á res de formation. Historiquement, l'organisation du syste Á me scolaire belge est conside Âre Â e comme fort proche de celle des Pays-Bas. Jusqu'au de Â but des anne Â es 90, une diffe Â renciation des e Âle Á ves s'ope Â rait de manie Á re tre Á s nette de Ás le premier degre Â de l'enseignement secondaire (entre 12 et 14 ans), d'une part par la voie de la formation professionnelle ou Á se retrouvaient approximativement 25 % des e Âle Á ves d'une classe d'a Ãge et d'autre part par un subtil jeu de choix parmi les tre Á s nombreuses options propose Â es dans la formation ge Âne Â rale. Depuis 1988, le syste Áme scolaire a e Âte Â communautarise Â et suit donc des logiques diffe Â rentes selon les choix politiques ope Âre Â s par les Communaute Â s. Pour la Communaute Â Wallonie-Bruxelles, les re Âformes initie Â es depuis lors tendent a Á se rapprocher de la logique du tronc commun, suite a Á une forte diminution de la population oriente Â e vers la filie Á re professionnelle dans les deux premie Áres anne Â es du secondaire, a Á une nette diminution des options dans ces me Ãmes anne Â es et a Á l'interdiction 196

de redoublement entre la premie Áre et la deuxie Á me anne Â e du secondaire 195

.

Re Â cemment, le Portugal a adopte Â une structure unique identique a Á celle des pays nordiques. Mais cette

re Â forme est poste Â rieure a Á l'enque Ã te sur laquelle nous basons nos re Âsultats. 196

L'opportunite Â de cette interdiction de redoublement entre la premie Áre et la deuxie Á me anne Â e de l'enseignement

secondaire qui est actuellement en cours d'e Âvaluation par le Ministre Hazette. Les lecteurs inte Âresse Â s par ce point peuvent se reporter a Á

La reÂforme de la reÂforme du premier degreÂ : une consultation contestable Revue Nouvelle

l'initiative de 47 chercheurs en e Âducation, dans la

, septembre 2000.

publie Â a Á

264


Ârencie Â s'est traduite en deux En re Â sume Â , la logique de l'enseignement diffe types d'organisation scolaire : le mode Ále allemand qui juxtapose des filie Áres de formation aux objectifs et aux exigences diffe Ârentes, et le syste Áme hollandais qui propose e Â galement diffe Ârentes filie Á res, mais en les inte Âgrant au sein des me Ãmes e Â tablissements, ce qui, en fin de compte, n'est peut-e Ãtre pas fondamentalement Â gre Â , la modadiffe Â rent. En revanche, dans la perspective de l'enseignement inte Â lite Â « Ecole unique », que l'on retrouve dans les pays nordiques, s'affirme comme la plus radicale et me Áne parfois, comme au Danemark, a Á ce qu'un groupe d'e Â le Á ves parcoure ensemble les 9 anne Âes de scolarite Â obligatoire, quels que soient les niveaux de compe Â tences atteints par chaque enfant. La modalite Â « Tronc commun » nous paraõÃt e Ã tre une modalite Â plus complexe qui, vu les possibilite Âs de cours a Á option et l'usage parfois important du redoublement peut masquer des pratiques d'enseignement diffe Ârencie Â derrie Á re une apparence d'enseignement inte Â gre Â.

3. LES STRUCTURES SCOLAIRES PRODUISENT-ELLES UN EFFET ?

L'effet des structures scolaires sur l'e Âquite Â et l'efficacite Â peut e Ã tre e Âtudie Â gra Ãce aux enque Ãtes internationales qui portent sur les acquis des e Âle Á ves dans diffe Â rentes disciplines. Ces enque Ãtes, mene Â es pe Â riodiquement par des organismes internationaux, apportent les garanties en termes de comparabilite Â des donne Â es entre pays. Pour ce qui nous concerne, nous avons eu recours a Á l'enque Ã te TIMSS, portant sur les acquis en mathe Âmatiques et en sciences d'e Âle Á ves a Ãge Â s de 13-14 ans. Sur base de cette enque Ãte, nous avons tente Â d'identifier : 1) dans quelle mesure des structures organisationnelles diffe Ârentes produisent des faits empiriques contraste Â s (diffe Â rences de niveau entre classes plus ou moins importantes) et 2) dans quelle mesure ces me Ãmes structures favorisent une plus grande efficacite Â (score moyen e Âleve Â aux enque Ã tes internationales) et/ou une plus grande e Âquite Â de re Â sultats entre e Âle Á ves d'origine socioe Â conomique diffe Ârente.

3.1 DiffeÂrences de niveau entre classes Blondin et Monseur (1998) ont montre Â qu'il existait une forte disparite Â entre pays quant au recours qu'ils font a Á l'« ability grouping », c'est-a Á-dire au regroupement des e Âle Á ves en fonction de leurs compe Âtences. Il se sont appuye Â s sur les re Â sultats de l'enque Ãte de l'IEA relative aux performances des e Âle Á ves en compre Âhension a Á la lecture re Âalise Â e au de Â but des anne Âes 90. Cette enque Ãte a e Â te Â mise en úuvre dans plus de 30 pays au sein desquels 150 e Âtablissements

Les structures scolaires produisent-elles un effet ?

265

ont chaque fois e Âte Â se Â lectionne Â s par une proce Â dure ale Â atoire. Dans chaque e Âcole, tous les e Âle Á ves d'une classe, se Âlectionne Âe a Á nouveau de manie Áre ale Â atoire, e Â taient invite Âs a Á re Â pondre au test de compre Âhension a Á la lecture. Les re Âsultats repris cidessous (tableau 13.1) ne concernent qu'une partie de la population enque Ãte Â e, celle des e Â le Á ves de 14 ans. Sur base des re Âsultats globaux de l'IEA, Blondin et Monseur ont estime Â , par une analyse de variance, le pourcentage de la variance totale des scores au sein de chaque pays (dispersion des re Âsultats entre e Âle Á ves) associe Âe a Á l'appartenance a Á la classe. Un pourcentage e Âleve Â apparaõÃt de Á s lors comme le reflet de diffe Â rences importantes entre les niveaux des classes dans l'ensemble de la population d'e Âle Á ves. Plus le pourcentage est e Âleve Â , plus l'appartenance a Á la classe est de Â terminante dans le score d'un e Âle Á ve, ce qui signifie en d'autres mots qu'il y a des classes compose Âes d'e Âle Á ves forts a Á co Ã te Â d'autres compose Â es d'e Â le Á ves faibles. Si par contre, le pourcentage est faible, cela signifie que l'e Â le Á ve aurait obtenu plus ou moins le me Ãme score, quelle que soit la classe dans laquelle il se serait trouve Â, et que l'appartenance a Á une classe particulie Áre

Tableau 13.1 Pourcentages de la variance des scores en lecture associeÂe aÁ l'appartenance aÁ la classea

Pays Pays-Bas Allemagne (ex-RFA) Suisse Irlande CommunauteÂ Wallonie-Bruxelles France Portugal Italie Hongrie GreÁce Espagne Islande SloveÂnie Allemagne (ex-RDA) SueÁde Danemark NorveÁge Finlande

Pourcentage 58,9 % 54,3 % 51,3 % 49,7 % 45,9 % 38,0 % 33,7 % 31,1 % 26,4 % 24,6 % 24,4 % 15,9 % 15,2 % 14,9 % 12,0 % 11,0 % 9,4 % 7,7 %

Comme l'expliquent les auteurs, ces pourcentages reÂsultent d'une division de la somme des carreÂs expliqueÂs par la variable « appartenance aÁ la classe » par la somme des carreÂs totaux. Il s'agit donc d'un indice descriptif, au sens statistique du terme. Blondin et Monseur (1998).

a

Source :

266


dans un e Â tablissement donne Â a moins d'importance dans le score obtenu, d'autres variables (caracte Â ristiques individuelles, etc.) e Âtant plus de Âterminantes. Á l'examen de ces re A Âsultats, deux groupes de pays se de Âtachent assez nettement a Á la fois dans le haut et dans le bas du tableau 13.1. Il s'agit, d'une part, des Pays-Bas, de l'Allemagne et de la Suisse, et, d'autre part, de la Finlande, de la Norve Áge, du Danemark et de la Sue Áde. L'appartenance a Á la classe apparaõÃt davantage de Âterminante (plus de 50 % de la variance entre e Âle Á ves associe Âe a Á cette variable) dans les scores en lecture pour le premier groupe de pays, qui correspond aussi a Á une diffe Â renciation pre Âcoce de la formation, alors que les pays nordiques, ou Á la classe intervient de fac Ëon nettement moindre dans le score Á l'appartenance a obtenu par chaque e Âle Á ve lors de cette enque Ãte, ont fait le choix d'un syste Áme a Á tronc commun long avec forte limitation des options et du redoublement. Le me Ã me type de traitement (analyse de la variance) a e Âte Â re Â alise Â pour les scores en mathe Âmatiques obtenus, lors de l'enque Ãte TIMSS en 1995, par des e Â le Á ves du grade 8, c'est-a Á-dire scolarise Â s dans la huitie Áme anne Â e de l'enseignement obligatoire. Les re Âsultats sont pre Âsente Â s dans le tableau 13.2. Un classement identique a Á celui obtenu pour la lecture apparaõÃt : les pays nordiques se concentrent dans le bas du tableau alors que les pays ale Âmaniques s'y retrouvent dans le haut. Ces re Âsultats ont le me Ârite de faire apparaõÃtre le paralle Â lisme entre, d'un co Ã te Â , un type d'organisation du syste Áme e Â ducatif et, de l'autre, l'importance de l'appartenance a Á une classe particulie Á re dans les scores re Âalise Â s par les e Â le Á ves.

Tableau 13.2 Pourcentages de la variance des scores en matheÂmatiques associeÂe aÁ l'appartenance aÁ la classe (eÂleÁves de 14 ans)

Pays

Pourcentage

Allemagne EÂtats-Unis Pays-Bas Suisse Autriche CommunauteÂ flamande CommunauteÂ Wallonie-Bruxelles France Canada Espagne GreÁce SueÁde NorveÁge Source :

TIMSS, 1995.

48,83 % 48,31 % 45,85 % 42,69 % 35,79 % 35,52 % 30,80 % 22,67 % 22,60 % 16,71 % 15,28 % 13,25 % 10,42%


267

Il convient cependant de rester prudent dans l'interpre Âtation de ces re Â sultats. En effet, a Á ce stade de l'analyse, les diffe Ârences apparues dans le degre Â d'he Â te Â roge Â ne Â ite Â des classes ne permettent pas de conclure que les pays ayant opte Â pour une logique de tronc commun sont plus e Âquitables. En effet, le groupement des e Â le Á ves en fonction de leurs aptitudes, ope Âre Â dans les pays ale Â maniques, pourrait avoir pour but de rassembler les plus faibles afin de leur octroyer des moyens supple Â mentaires, qui leur permettraient de re Âussir, en fin d'anne Âe, aussi bien en moyenne que leurs conge Âne Á res forts. Une manie Á re de contourner cette question est d'e Â tudier le lien entre origine socioe Âconomique des e Âle Á ves et scores obtenus.

3.2 Origine socioeÂconomique et eÂquiteÂ L'enque Ã te internationale (TIMSS, 1997), mene Âe en 1995 a Á travers un large ensemble de pays, constitue l'une des plus vastes enque Ãtes sur les acquis des e Â le Á ves re Â alise Â es a Á ce jour. Les e Âle Á ves ont e Â te Â teste Â s sur leurs compe Â tences en mathe Â matiques et en sciences et, en paralle Ále, les enque Ã teurs ont re Â colte Â nombre d'informations sur les enseignants, les ressources et le mode de fonctionnement de l'e Â cole ainsi que son contexte. TIMSS contient e Âgalement des informations sur le profil socioe Â conomique des e Âle Á ves. Ce sont ces informations que nous avons utilise Â es pour construire la variable rendant compte du profil socioe Âconomique.

3.2.1

Score moyen de la classe et niveau d'eÂtude des parents Observons tout d'abord ce que montrent Demeuse et Monseur (1999) qui

ont croise Â , sur base de l'enque Ãte de l'IEA, le niveau d'e Âtude des parents et le score moyen, en mathe Â matiques, de la classe dans laquelle se trouve scolarise Â l'e Â le Á ve (figure 13.1). Un indice de corre Âlation important avec la classe indique qu'il existe des classes dont le score moyen est faible et qui rassemble des e Âle Á ves dont le niveau d'e Â tude des parents est infe Ârieur a Á la moyenne, a Á co Ã te Â de classes pre Â sentant un score moyen e Âleve Â et regroupant en outre des e Âle Á ves dont le niveau d'e Âtude des parents est e Â leve Â . Remarquons que dans les pays nordiques, cet indice de corre Âlation est infe Ârieur a Á celui que l'on rencontre dans les pays a Á diffe Â renciation pre Âcoce que nous avons identifie Â s (Allemagne, Suisse, Autriche). Ce re Â sultat de recherche nous donne une premie Áre indication sur l'existence d'un lien entre score moyen et niveau d'e Âtude moyen des parents des e Âle Á ves de la classe, et ce lien est plus fort dans les pays ou Â renciation entre filie Áre de Á la diffe formation est plus pre Âcoce.

268


Danemark Islande Norvège Lettonie Roumanie Suède Lituanie Espagne Belgique néerlandophone France Slovénie Allemagne Suisse Écosse Russie Irlande République tchèque Autriche Slovénie Portugal Grèce Belgique francophone Chypre 0

0,2

0,4

0,6

0,8

Figure 13.1 CorreÂlation entre le niveau d'eÂtude des parents et le rendement en matheÂmatiques au Source :

3.2.2

niveau de la classe Demeuse et Monseur, 1999 (sur base de TIMSS, 1995)

Mesure du profil socioeÂconomique Dans le cadre de notre recherche, nous avons e Âlabore Â un indice composite

d'origine socioe Âconomique (PSE, pour profil socioe Âconomique), construit, a Á l'image des travaux de Gamoran (1996), sur base de plusieurs variables. Pour le construire, nous avons suivi une proce Âdure relativement classique. Les variables ge Âne Â ralement reconnues pour influencer le succe Ás scolaire sont [1] le niveau d'e Âducation des parents, [2] le revenu et le statut professionnel des parents, [3] la structure familiale, [4] le statut en termes d'immigration ou la correspondance entre la langue de la sphe Áre domestique et celle du test. Conside Â rant les informations pre Âsentes dans TIMSS, il apparaõÃt que trois de ces cate Âgories peuvent e Ãtre prises en compte (le revenu et le statut professionnel des parents ne font pas partie des donne Âes disponibles). Mais a Á la re Â flexion, il est probable que la possession de certains objets soit fortement corre Âle Â e au revenu ou


269

au type d'occupation professionnelle des parents. Il paraõÃt dont logique d'utiliser les informations contenues dans TIMSS au sujet de la possession d'une calculatrice, d'un ordinateur, d'un bureau de travail, d'un dictionnaire et de livres. Ces derniers items doivent en principe valoir pour une bonne approximation du revenu disponible et du statut professionnel. Nous avons retenu au total 11 items illustrant les cate Âgories 1 a Á 4 mentionne Â es ci-dessus : le niveau d'e Âducation des pe Áre et me Á re, la structure familiale, l'origine nationale des parents, la langue parle Âe a Á la maison et le nombre de livres, la pre Â sence d'un ordinateur, d'un bureau, d'un dictionnaire, d'une calculatrice au domicile

197

. Toutes ces variables ont e Âte Â standardise Â es et agre Âge Â es pour donner

une approximation du profil socioe Âconomique de chaque e Âle Á ve. Au-dela Á de la dimension technique, les choix ope Âre Â s ici signifient que nous postulons une e Â chelle socioe Âconomique internationale sur laquelle nous situons l'ensemble des e Â le Á ves pre Â sents dans l'e Âchantillon

198

. Notons enfin que toutes les re Âgressions

ope Â re Â es ci-apre Á s utilisent la variable PSE en diffe Ârence a Á la moyenne internationale. Un tel choix nous autorise a Á conside Â rer que les intercepts que nous estimons

cf.

(

figures 2 et 3 ci-dessous) capturent des diffe Ârentiels d'efficacite Â (score moyen

escompte Â ) pour un niveau de l'indice PSE e Âgal a Á la moyenne internationale. 3.2.3

Mesure simultaneÂe de l'efficaciteÂ et de l'eÂquiteÂ Nous basant sur l'indice d'origine socioe Âconomique tel que de Âcrit ci-dessus

et sur le score moyen

199

obtenu par chaque pays lors de l'enque Ãte internationale,

nous avons choisi une me Âthode empirique simple nous permettant de mesurer simultane Âment l'efficacite Â (score moyen en mathe Âmatiques

200

) et l'e Â quite Â (en

fonction de l'origine socioe Âconomique des e Âle Á ves). Conside Â rons a priori, pour un pays donne Â, la relation entre la variable de pre Â diction de la performance scolaire par excellence (

i.e.

le profil socioe Â cono-

mique d'un e Â le Á ve (PSE ci-apre Ás)) et son score effectif au terme de l'e Âpreuve standardise Â e en mathe Â matiques. Supposons que nous ayons « centre Â » la variable 197

Les niveaux d'e Âtude des pe Á re et me Á re sont standardise Âs sur une e Âchelle a Á 4 positions ; ils interviennent chacun

pour un tiers dans l'indice composite. Les autres variables sont standardise Âes sur une e Âchelle a Á 2 positions ; elles interviennent ensemble pour le tiers restant. 198

Cette hypothe Á se peut, a Á premie Á re vue, paraõÃtre forte. Cependant, nous restreignons notre e Âtude a Á des pays

europe Â ens, dont le niveau de de Âveloppement e Âconomique est similaire et dont nous postulons, comme le fait Crahay (2000), qu'ils partagent un substrat culturel largement commun. Partant de ce postulat, nos variables ont e Â te Â standardise Â es globalement pour l'ensemble des pays repris dans l'analyse. 199

La moyenne ge Âne Â rale obtenue par un pays sera ici conside Âre Â e comme un indicateur d'efficacite Â globale du

syste Á me d'enseignement. 200

Nous utilisons de fait la variable BIMATSCR. Ce sont les variables que les auteurs de TIMSS recommandent

d'utiliser s'agissant de proce Â der aux comparaisons internationales. Non seulement ces variables permettent des comparaisons interpays, mais elles tiennent e Âgalement compte de la difficulte Â de chaque item soumis a Á l'e Â tudiant et de la difficulte Â relative des items selon les pays. Pour plus de de Âtails, le lecteur est invite Â a Á consulter TIMSS (1997).

270


505 504 503 502

b

Score

501 500 499 498

a

497 496 495 –6

–4

–2

0

2

4

6

PSE

Figure 13.2 EfficaciteÂ et ineÂquiteÂ comme sensibiliteÂ au profil socioeÂconomique (PSE) des eÂleÁves PSE en lui soustrayant la valeur moyenne internationale pour tout e Âle Á ve pre Â sent dans l'e Â chantillon. Nous re Âfe Â rant a Á la figure 13.2, nous pouvons repre Âsenter le score 201

de l'e Â le Á ve comme une fonction du PSE « centre Â»

a

. Cette relation pre Â sente deux

b

parame Á tres inte Â ressants : la valeur de l'intercept ( ) de la droite et sa pente ( ). Nous voyons que la valeur de l'intercept est en fait la moyenne (en mathe Âmatiques) que le pays obtiendrait si le niveau moyen de la variable PSE en son

b

sein e Â tait e Â gale a Á la moyenne internationale. La pente ( ) quant a Á elle renseigne la sensibilite Â du score lorsque l'on se de Âplace le long de l'e Âchelle mesurant le profil socioe Â conomique des e Âle Á ves (PSE). Conside Â rons maintenant le cas de deux pays hypothe Âtiques (

j

;

1 2) repre Â-

sente Â s dans la figure 13.3. Supposons que les pays 1 et 2 se diffe Ârencient de deux manie Á res. Premie Á rement, en contro Ã lant pour le PSE, le pays 1 a un score moyen attendu infe Â rieur au pays 2, ce qui se refle Áte au niveau des valeurs relatives des intercepts (

a

1

b

2 ),

ce qui sugge Á re que le score des e Âle Á ves dans le premier pays est plus

sensible a Á des de Â placements le long de l'e Âchelle PSE. On dira dans ce cas que le pays 1 est a Á la fois moins efficace et moins e Âquitable au sens ou Á la position des e Â le Á ves en termes d'acquis en mathe Âmatiques est plus de Âpendante de leur origine socioe Â conomique.

3.2.4

Estimation et comparaison des indices d'efficaciteÂ et d'eÂquiteÂ des systeÁmes eÂducatifs de diffeÂrents pays europeÂens Nous avons estime Â les re Â sultats des e Â le Á ves des pays pour lesquels nous

disposions des donne Â es par re Â gression line Âaire en fonction de la variable d'indice socioe Â conomique (tableau 13.3). L'intercept (Int.) repre Âsente le score moyen qu'aurait obtenu, dans le pays conside Âre Â , un e Â le Á ve ayant un indice socioe Âconomique e Â gal a Á la moyenne des indices de l'ensemble des e Âle Á ves de tous les pays pour lesquels l'analyse est produite. C'est un indicateur de l'efficacite Â moyenne du syste Á me e Âducatif conside Â re Â.

272


Tableau 13.3 ReÂsultats au volet matheÂmatiques de l'enqueÃte de l'IEA examineÂs en termes d'efficaciteÂ et d'eÂquiteÂ

Grade 6a

Pays NorveÁge (N) SueÁde (S) CommunauteÂ flamande (BFl) CommunauteÂ Wallonie-Bruxelles (BFr) France (F) Allemagne (D) Suisse (CH) a Les grades 6, 7 et 8 rassemblent b n.d. : DonneÂes non disponibles.

Grade 7

Grade 8

Int.

PSE

Int.

PSE

Int.

PSE

461 485 n.d.b n.d. n.d. n.d. 517

21 28 n.d. n.d. n.d. n.d. 31

503 523 558 520 526 496 556

24 29 26 30 33 33 41

n.d. 556 585 540 567 524 600

n.d. 32 32 41 29 40 47

des eÂleÁves aÃgeÂs, respectivement, de 12, 13 et 14 ans.

Le coefficient associe Â a Á l'indice socioe Âconomique (PSE) indique comment varie le score estime Â d'un e Â le Á ve s'il monte ou descend d'un e Âcart-type dans son statut socioe Â conomique par rapport a Á la moyenne. Ce coefficient est donc un indicateur de la sensibilite Â du score de l'e Â le Á ve au statut socioe Â conomique. Plus il est e Â leve Â , plus le pays est ine Âquitable. Il est statistiquement significatif (a Á un seuil de 0,001) pour chaque pays, y compris lorsqu'on contro Ã le pour le sexe et l'a Ã ge de l'e Â le Á ve, la taille de l'e Âtablissement scolaire et le taux d'encadrement. En vue de tester notre hypothe Áse de de Â part, nous avons se Âlectionne Â 7 pays europe Â ens contraste Â s en fonction de leurs structures scolaires (figure 13.4) : 2 d'entre eux font partie du groupe des pays qui organisent une e Âcole unique (Norve Á ge et Sue Á de), 2 autres pratiquent la diffe Ârenciation pre Âcoce via le syste Á me de filie Á res (Allemagne et Suisse), les 3 derniers se caracte Ârisent par l'organisation d'un premier cycle plus ou moins inte Âgre Â (France, Communaute Â Wallonie-Bruxelles et Communaute Â flamande de Belgique). La figure 13.4 situe les diffe Ârents pays en fonction d'une dimension d'efficacite Â (score moyen obtenu a Á l'enque Ã te, repre Â sente Â en abscisse) et d'un coefficient d'ine Â quite Â socioe Â conomique (pre Âsente Â en ordonne Â e). Un pays qui serait a Á la fois Á tre Á s efficace et tre Ás e Â quitable se trouverait dans le coin infe Ârieur droit du graphe. A l'inverse, un pays qui se montrerait inefficace et ine Âquitable serait situe Â dans le coin supe Â rieur gauche. L'analyse est produite pour diffe Ârents niveaux d'e Âtude : les grades 6, 7 et 8 correspondent respectivement a Á la sixie Á me, septie Á me ou huitie Á me anne Â e de l'enseignement obligatoire. Ce type de graphe permet de comparer les pays mais aussi de montrer, pour chacun d'eux, la progression d'une anne Âe d'enseignement a Á la suivante, selon les deux dimensions reprises.


273

50 Grade 6 45

CH

Grade 7 Grade 8 BFr

Inéquité

40

CH

D

35 D

Fr CH BFr S

30 S 25

20 450

S

BFl Fr

BFl

N N 475

500

525 Efficacité

550

575

600

Figure 13.4 DegreÂ d'efficaciteÂ et d'ineÂquiteÂ de plusieurs pays europeÂens (aÁ partir des reÂsultats en matheÂmatiques, TIMSS 1995)

Un constat ge Âne Â ral est a Á noter de prime abord : a Á une exception pre Ás (la France), l'indice d'ine Âquite Â augmente dans tous les pays quand on passe d'une anne Â e scolaire a Á la suivante. Le score obtenu de Âpend donc davantage de l'origine socioe Â conomique au fur et a Á mesure que l'on avance dans la scolarite Â, ce qui semble faire e Âtat de la fonction de se Âlection sociale de l'e Âcole. L'ampleur de l'augmentation du coefficient d'ine Âquite Â est cependant variable d'un pays a Á l'autre (elle est relativement faible pour la Sue Áde, plus forte pour la Suisse). Deuxie Á me constat : si on conside Áre la seule dimension d'ine Âquite Â (axe vertical), trois groupes de pays peuvent e Ãtre identifie Â s en fonction de leur situation dans le graphe et du grade conside Âre Â . Dans le bas (pays plus e Âquitables), on retrouve essentiellement la Sue Áde et la Norve Áge ; la Suisse et l'Allemagne

202

apparaissent pluto Ã t dans le haut (moins e Âquitables). Les tendances sont moins nettes pour la France et la Belgique. On observe e Â galement que davantage d'efficacite Â ne va pas ne Â cessairement de pair avec moins d'e Âquite Â . Relevons a Á ce sujet le cas de la Flandre qui occupe une place situe Âe en bas et a Á droite du tableau, ce qui signifie qu'elle se montre, pour les grades 7 et 8 traite Â s ici, a Á la fois efficace et e Âquitable. 202

Il serait inte Â ressant d'investiguer plus en de Âtail les caracte Â ristiques du syste Á me allemand ou Â rences de Á les diffe

niveau entre classes sont tre Ás importantes, alors que le degre Â d'ine Â quite Â est moins prononce Â qu'en Suisse.

274


Ces re Â sultats semblent plaider dans le sens d'une influence du type d'organisation du syste Á me scolaire sur le traitement qu'il ope Áre vis-a Á -vis d'e Â le Á ves de provenances socioe Âconomiques varie Âes, me Ã me si d'autres e Âle Â ments entrent en ligne de compte et qu'il faudrait approfondir l'analyse afin de les identifier plus pre Â cise Â ment. Sans tenir compte ici de la performance en terme d'efficacite Â, nous mettons en e Â vidence un lien entre le maintien d'une structure indiffe Ârencie Âe longue et une plus grande e Âquite Â du syste Á me face a Á des e Â le Á ves de diverses origines sociales. En ce qui concerne les pays qui ne correspondent ni au mode Ále germanique ni a Á l'organisation scandinave, il nous semble indispensable d'investiguer plus en de Â tail leurs caracte Â ristiques institutionnelles afin d'identifier ce qui est susceptible Á ce titre, les diffe d'influencer l'e Âquite Â. A Ârences manifestes de re Âsultats (qu'il s'agisse de l'efficacite Â ou de l'e Â quite Â) des syste Ámes e Â ducatifs francophone et ne Â erlandophone de Belgique sont sources d'interrogation et re Âclament un approfondissement de l'analyse. A priori, plusieurs e Âle Â ments explicatifs peuvent e Ãtre avance Â s. (1) Il convient tout d'abord de se tourner du co Ã te Â de la divergence des structures qui s'est ope Âre Â e entre ces deux syste Ámes depuis la communautarisation de l'enseignement en 1988. (2) On connaõÃt e Âgalement les diffe Â rences qui existent, en termes de taux de retard scolaire entre les deux Communaute Âs du pays, ceux-ci e Â tant plus importants du co Ã te Â francophone. (3) Par ailleurs, ainsi que le soulignent Demeuse et Monseur (1999), les comportements des parents et des e Âle Á ves se diffe Â rencient notamment dans l'usage qui est fait du choix des filie Áres, la Flandre valorisant davantage les formations techniques et professionnelles, alors qu'en Wallonie, les e Âle Á ves tentent d'abord leur chance dans l'enseignement ge Âne Â ral avant d'e Ã tre « rele Â gue Â s » dans les autres filie Áres. Le contexte socioe Â conomique pre Â sent dans les deux Communaute Â s peut aussi jouer un ro Ã le explicatif a Á ce sujet. (4) On peut e Â galement citer, comme e Âle Â ment explicatif potentiel, la large autonomie (en matie Á re de programmes, de me Âthodes pe Âdagogiques, de recrutement de personnel, d'e Âvaluation des e Âle Á ves, etc.) laisse Â e en Belgique aux autorite Âs e Â ducatives et la pre Âgnance plus grande en Flandre de l'enseignement libre catholique. Cette situation conduit a Á des diffe Â rences dans l'attitude des acteurs de la communaute Â e Â ducative (pouvoirs organisateurs, enseignants, parents et e Âle Á ves), notamment dans l'utilisation qu'il font de leurs marges d'autonomie, autant qu'a Á des diversifications variables de l'offre de formation (Dupriez et Zachary, 1998), qui pourraient se re Â ve Â ler significatives entre le Nord et le Sud du pays. (5) Enfin la population scolaire est susceptible d'e Ãtre diffe Â rente d'une Communaute Â a Á l'autre, la Wallonie et Bruxelles accueillant davantage que la Flandre des populations d'origine immigre Â e, ce qui pourrait impliquer une moyenne moins e Âleve Â e du PSE ainsi qu'une distribution plus large.

Conclusions

275

4. CONCLUSIONS Les objectifs d'e Âquite Â et d'efficacite Â se retrouvent au centre de nombreux de Â bats et sont l'objet de politiques scolaires dans beaucoup de pays. Au cours de cette recherche, nous avons tente Â de questionner les structures scolaires par rapport a Á l'e Â quite Â , vue ici comme la moindre de Âpendance de la performance des e Â le Á ves en fonction d'un crite Áre d'origine socioe Â conomique. Nous avons tout d'abord ve Â rifie Â que les pays qui privile Â gient un tronc commun long favorisent l'he Â te Â roge Â ne Â ite Â des e Âle Á ves au sein des classes. Nous avons ensuite mis en e Âvidence qu'ils sont aussi globalement plus e Âquitables par rapport a Á l'origine socioe Â conomique des e Â le Á ves que les pays a Á diffe Â renciation pre Âcoce. Les re Â sultats sont relativement bien marque Âs pour les pays nordiques d'une part et les pays ayant adopte Â le mode Á le germanique d'autre part. Les choses sont moins claires pour les pays a Á structure composite, tronc commun inte Âgre Â avec recours aux options et au redoublement, et demandent a Á e Ãtre affine Â es. Signalons d'emble Â e que les re Âsultats de Â crits pre Â ce Â demment ne repre Âsentent qu'une « photographie » a Á un moment donne Â d'une dimension d'efficacite Â et d'une dimension d'e Âquite Â des syste Á mes e Â ducatifs. Ide Â alement, ils devraient e Ãtre confirme Â s par une e Â tude diachronique

203

. Par ailleurs, nous n'avons retenu ici que

des indicateurs internes au syste Áme d'enseignement. Ils ne nous semblent pas suffisants pour juger de l'efficacite Â ou de l'e Â quite Â globale de l'e Âcole. En effet, la dimension post-scolaire devrait aussi e Ãtre prise en compte, notamment par l'introduction d'indicateurs tels que l'insertion professionnelle des anciens e Âle Á ves, leur niveau de salaire en fonction des diplo Ã mes et en fonction de l'origine socioe Âconomique, etc. Ces re Âserves e Â tant exprime Â es, un e Â le Â ment important ressort de notre e Âtude : efficacite Â ne rime pas ne Âcessairement avec ine Âquite Â . Des pays semblent e Âchapper a Á cette logique, notamment la Communaute Â flamande de Belgique. Il reste a Á s'interroger sur les raisons de cet e Âtat de fait. Plusieurs e Âle Â ments explicatifs peuvent e Ã tre avance Â s. Il conviendrait d'approfondir la recherche afin de de Âterminer dans quelle mesure ces e Âle Â ments ont des re Â percussions sur la performance des syste Á mes e Â ducatifs. Enfin, les re Âsultats pre Â sente Â s dans cette contribution incitent a Á mener une re Â flexion politique autour du mode de groupement des e Âle Á ves, et ce a Á divers niveaux : les classes, les e Âtablissements, et les structures scolaires. Il convient tout d'abord de s'interroger sur les choix ope Âre Âs a Á ce propos dans chaque e Âtablissement, et notamment sur les crite Áres de formation des classes. En Communaute Â Wallonie-Bruxelles, les e Âtablissements scolaires disposent d'une large auto203

Á ce propos, une nouvelle enque A Ãte internationale, portant a Á nouveau sur les connaissances en mathe Âmatiques

et en sciences, a eu lieu en 1999. Malheureusement, la Communaute Â Wallonie-Bruxelles n'y a pas pris part.

276


nomie en la matie Áre et chacun fixe ses propres crite Áres. Or plusieurs e Âtudes montrent que la constitution de classes de niveau ou de classes homoge Ánes est de Â favorable a Á la progression des e Âle Á ves les plus faibles (Duru-Bellat et Mingat, 1997 ; Crahay, 2000). En second lieu, il est utile de re Âfle Â chir a Á l'affectation des e Â le Á ves entre les e Âtablissements. En Belgique, le libre choix de l'e Âcole par les parents, d'une part, et le financement public en fonction du nombre d'e Âle Á ves, d'autre part, cre Âent un cadre institutionnel qui laisse libre cours aux lois de l'offre et de la demande et ou Â veloppent des logiques de marche Â qui ont pour Á se de conse Â quence une se Â gre Â gation (forte par comparaison a Á d'autres pays) du public scolaire entre les e Âtablissements. Il convient de s'interroger sur les effets de cette se Â gre Â gation. Enfin, les structures me Ãmes du syste Á me scolaire, en favorisant ou non le fait de garder ensemble tous les e Âle Á ves d'une me Ãme classe d'a Ãge, ont une influence sur l'e Âquite Â de ce syste Á me. Ces re Â sultats ne sont pas sans inte Âre Ã t et ouvrent des perspectives de recherche au moment ou Âs l'avenir Á sont rediscute du colle Á ge unique en France et celui du premier cycle de l'enseignement secondaire en Communaute Â franc Ë aise de Belgique.

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paraõÃtre).

Les eÂcoles de

, Bruxelles : De Boeck Universite Â (a Á

CHAPITRE

14 CONCURRENCE

ENTRE INSTITUTIONS Â RIEUR D'ENSEIGNEMENT SUPE Une approche institutionnelle Â orique et the

204

Olivier DEBANDE

Banque EuropeÂenne d'Investissement Jean-Luc DE MEULEMEESTER

UniversiteÂ Libre de Bruxelles

204

Les opinions exprime Â es dans cet article sont celles des auteurs et ne refle Átent pas ne Â cessairement celles de

l'institution a Á laquelle ils appartiennent.

280

Â rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

REÂSUMEÂ Cet article propose une description et une tentative de formalisation de quelques pheÂnomeÁnes cleÂs dans l'analyse de la capaciteÂ d'adaptation des systeÁmes d'enseignement supeÂrieur aux besoins eÂconomiques. ApreÁs un apercËu des lignes de force des politiques de reÂforme preÂconiseÂes ces dernieÁres anneÂes, nous deÂveloppons un modeÁle qui confronte une structure d'enseignement supeÂrieur (universiteÂ preÂfeÂrant offrir un curriculum acadeÂmique ; eÂtablissement d'enseignement supeÂrieur plus professionnel) aÁ des eÂtudiants heÂteÂrogeÁnes en termes de preÂfeÂrences pour la qualiteÂ et le curriculum. On analyse l'impact d'une concurrence bidimensionnelle en qualiteÂ et en varieÂteÂ entre les deux institutions avec asymeÂtrie des couÃts. Distinguant une situation de dominance verticale (la qualiteÂ prime sur le type de curriculum) et horizontale (situation inverse), on compare l'eÂquilibre deÂcentraliseÂ aÁ l'optimum social. Les institutions se diffeÂrencient le plus sur la dimension que les eÂtudiants valorisent le plus, mais l'eÂquilibre deÂcentraliseÂ converge vers l'eÂquilibre socialement optimal en dominance verticale.

1. INTRODUCTION Un de Â bat important se de Âveloppe actuellement a Á travers l'Europe quant a Á l'organisation

optimale

a Á donner aux syste Ámes d'enseignement supe Ârieur, a Á savoir

une organisation ou ÂducatiÁ l'interaction entre le comportement des institutions e ves et ceux de demande des e Âtudiants aboutisse a Á une offre de talents qui corresponde aux besoins en capital humain de l'e Âconomie

205

. Ce proble Á me n'est pas

e Â vident a Á re Â soudre compte tenu de la multiplicite Â des acteurs auxquels les de Âcideurs politiques font face quand ils de Âfinissent le cadre re Âglementaire et de financement de l'enseignement supe Ârieur. Il y a en effet trois groupes d'acteurs

eÂtudiants institutions d'enseignement supeÂutilisateurs de diploÃmeÂs

en interaction, chacun avec sa propre fonction objectif : les

qui expri-

ment des demandes de services e Âducatifs, les

rieur

qui les offrent et les diffe Â rents

(entreprises prive Âes et

publiques, administrations, centres de recherches, institutions e Âducatives ellesme Ã mes...). D'une part, les e Âtudiants choisissent une orientation en prenant en

compte les surcroõÃts de be Â ne Â fices (psychologiques et mone Âtaires) futurs anticipe Âs associe Âs a Á ces choix par rapport aux alternatives, tout en tenant compte des risques (e Â chec pendant les e Âtudes, cho Ã mage...) (voir par exemple Becker, 1964). D'autre part, les institutions e Âducatives cherchent a Á attirer des e Â tudiants en prenant en compte les me Â canismes de financement, la nature de la concurrence et les desiderata (perc Ë us) des employeurs et des e Âtudiants (voir Cave 205

et al.

, 1995, pour une

Voir le survol sur les re Â formes pre Â conise Â es par les experts de l'Union Europe Âenne par De Meulemeester et

Rochat (2001).

Introduction

281

discussion plus comple Áte de la fonction objectif des institutions d'enseignement supe Â rieur). Finalement, les employeurs engagent les e Âtudiants diplo Ã me Â s en accord avec leurs besoins pre Âsents et futurs (anticipe Â s). Dans ce chapitre, nous nous concentrons sur le comportement des institutions e Â ducatives qui interagissent avec des e Âtudiants he Âte Â roge Á nes. Nous cherchons a Á e Â valuer comment l'organisation globale du syste Áme d'enseignement supe Ârieur permet ou non une fourniture socialement optimale tant en termes de qualite Â que de varie Â te Â des curricula. On suppose a priori l'existence de deux types d'institutions, avec des pre Âfe Â rences clairement divergentes en termes de curriculum offert, a Á savoir un secteur universitaire qui pre Âfe Á re offrir un curriculum acade Âmique, et un secteur d'enseignement supe Ârieur non universitaire qui n'est pas prisonnier de telles pre Â fe Â rences et est donc pre Ãt a Á offrir un curriculum plus professionnel. En ce sens, on suppose un syste Áme e Âducatif de structure binaire et on conside Áre le syste Á me de structure unitaire comme un possible re Âsultat final de la concurrence entre les deux types d'institution. La situation initiale est caracte Ârise Â e par la fourniture d'un curriculum de qualite Â plus e Âleve Âe par le secteur universitaire (lie Â par exemple a Á sa pre Â sence plus ancienne sur le marche Â e Â ducatif). Notre spe Â cification est en partie fonde Âe sur des analyses ante Ârieures, notamment des e Â tudes historiques qui mettent en e Âvidence des phe Â nome Á nes re Â currents en ce qui concerne l'e Â volution des syste Á mes et institutions e Â ducatifs (voir tableau 14.1 en conclusion). En ce sens, cette analyse se situe dans la ligne Âe des travaux de la

New Institutional History

(Greif, 1997), dans la mesure ou Á il

cherche a Á donner un e Â clairage the Â orique (via par exemple les outils de la the Âorie des jeux) a Á des e Â volutions institutionnelles. On observe ainsi que les universite Âs ont toujours eu tendance a Á pre Â fe Â rer offrir des curricula de nature acade Âmique, the Â orique, abstraite. On pourrait parler la Á d'une tradition (Frijhoff, 1992) : par exemple, avant la Re Â volution franc Ë aise, les universite Â s n'offraient aucune formation en chirurgie (quand bien me Ãme des sections me Âdicales existaient au sein des universite Â s, elles se concentraient sur les seuls aspects the Âoriques de la discipline), inge Â nie Â rie ou architecture. Ces savoirs devaient e Ãtre enseigne Â s dans des nouvelles Â coles) de institutions (E Âveloppe Âes en dehors du segment universitaire (Grelon, 1993). On peut observer une situation semblable lorsqu'on s'inte Âresse au de Â veloppement des e Âtudes d'inge Ânie Â rie dans l'Angleterre du dix-neuvie Áme sie Á cle (Guagnini, 1993). Les universite Âs traditionnelles telles que Oxford et Cambridge cultivaient un tel biais anti-utilitaire qu'il fut tre Ás difficile d'y voir fleurir un enseignement acade Âmique en inge Â nierie. Dans de tels syste Ámes ou Âs Á les universite e Â taient relativement autonomes et libres des interventions e Âtatiques, elles se montre Á rent assez peu sensibles aux nouveaux besoins e Âconomiques et sociaux. Cependant, la Á ou Âducatives apparurent pour re Âpondre a Á Á de nouvelles institutions e des besoins insatisfaits, tous les proble Ámes ne furent pas re Âsolus pour autant. Soit ces nouvelles institutions e Âducatives ne re Â pondirent qu'aux seuls besoins de leurs

282


Â tat, ou certains segments du secteur prive initiateurs (l'E Â comme ce fut le cas en France (Grelon, 1993)), soit, laisse Âes a Á elles-me Ã mes, elles tendirent pluto Ãt a Á se laisser aller a Á une « de Ârive acade Â mique » (

academic drift

), afin de rivaliser en

prestige avec les universite Âs existantes, pluto Ã t qu'a Á se concentrer sur la satisfaction des besoins e Âconomiques et techniques pour lesquels elles avaient e Âte Â initialement fonde Â es. L'e Â volution des

Technische Hochschule Polytechnics

dix-neuvie Á me sie Á cle (Gispen, 1989), ou des

dans l'Allemagne du

anglaises (Pratt et Bur-

gess, 1974) illustrent parfaitement cette e Âvolution.

Il y a aujourd'hui un de Âbat tre Á s intense en ce qui concerne la politique a Á suivre en matie Á re de re Â forme des syste Ámes d'enseignement, dont les termes ne sont pas sans rappeler certains e Âle Â ments mis en e Âvidence dans les travaux historiques. Les universite Â s sont critique Â es parce qu'elles accapareraient une portion trop importante des ressources publiques sans pre Âparer ade Â quatement les jeunes a Á 206

entrer sur le marche Â du travail

, offrant des curricula beaucoup trop abstraits et

e Â loigne Â s des besoins du marche Â. Les e Â tudiants sont implicitement blame Âs pour choisir trop souvent des orientations universitaires pluto Ã t que plus directement professionnelles, et au sein des premie Áres pour privile Â gier les orientations les plus ge Â ne Â rales (sciences humaines et sociales). Les de Âcideurs politiques visent dans leurs re Âformes de l'enseignement supe Ârieur a Á restaurer un certain e Âquilibre. Ils s'efforcent d'accroõÃtre l'attractivite Â du secteur supe Ârieur non universitaire, soit en re Â formant les curricula dans un sens correspondant aux besoins exprime Âs par les entreprises, ou en atte Ânuant la distinction entre secteurs universitaire et non universitaire (ou au moins re Âduire la diffe Â rence entre les deux secteurs). Par exemple, en Belgique francophone, les re Âformes du ministre Lebrun en 1994 ont cherche Â a Á accroõÃtre le prestige du secteur non universitaire (en le renommant sous le label « hautes e Âcoles » et en l'autorisant a Á mener de la recherche applique Âe, ce qui est une forme de de Ârive acade Â mique contro Ã le Â e) et sa capacite Â d'adaptation aux besoins e Â conomiques via l'introduction de repre Âsentants du secteur prive Â dans le comite Â de direction des e Âtablissements (afin que ces derniers influencent la conception des curricula) (voir De Meulemeester, 1995). Au-dela Á de ces changements, les autorite Â s laissent jouer la concurrence entre les secteurs universitaires et non universitaires en espe Ârant qu'elle de Âbouche sur une plus grande ade Âquation du syste Á me aux besoins du marche Â. De fac Ë on similaire au Royaume-Uni, le gouvernement a essaye Â de gommer la distinction entre universite Âs traditionnelles et le secteur non universitaire (les anciennes

Polytechnics

) en appelant « univer-

site Â s » toutes les institutions d'enseignement supe Ârieur. L'ide Â e implicite e Âtait a Á nouveau d'accroõÃtre le prestige et l'attractivite Â du secteur plus professionnel, et laisser les me Â canismes de marche Â assurer une meilleure re Âponse du syste Áme tout

206

Ce jugement est a Á relativiser au regard des failbes taux de cho Ã mage des diplo Ã me Â s universitaires par rapport a Á

ceux auxquels font face les diplo Ã me Â s des autres niveaux (voir OCDE, 2000).

Introduction

entier aux besoins du marche Â (voir par exemple Dolton premie Á re discussion).

283

et al.

, 1997, pour une

Ce que les de Â cideurs politiques semblent chercher implicitement, c'est une re Â duction du degre Â de diffe Â renciation horizontale dans le syste Áme (trouver les moyens de rendre le syste Áme d'enseignement supe Ârieur tout entier plus sensible a Á des pre Â occupations professionnelles et utilitaires pluto Ã t qu'a Á un ide Â al acade Â mique) et favoriser la qualite Â (c'est-a Á -dire aussi minimiser la diffe Ârenciation verticale en tendant vers un niveau e Âleve Â de qualite Â dans tous les segments du syste Áme). Cependant, l'histoire e Âconomique comme la re Âcente e Â volution du syste Áme ame Âricain sugge Á re qu'un « bon syste Á me » pourrait e Ãtre celui qui combine une grande varie Â te Â avec diffe Â rents niveaux de qualite Â (voir aussi la grande varie Âte Â de types et de niveaux d'inge Â nieurs produite par la de Âcentralisation e Âducative dans l'Allemagne de la fin du dix-neuvie Áme sie Á cle, voir Ko È nig, 1993 et

infra

). C'est la raison

pour laquelle nous avons cherche Âa Á mettre sur pied une structure formelle, inspire Âe des outils de l'e Âconomie industrielle, afin d'e Âtudier les vertus d'une simple concurrence entre deux secteurs e Âducatifs diffe Â rents (caracte Â rise Â s par des pre Â fe Ârences diffe Ârentes) dans un contexte de laisser faire, et de ce qui re Âsulterait de la de Â cision d'un planificateur be Âne Â volent cherchant a Á maximiser le bien-e Ã tre social. Nous pre Â sentons notre analyse dans un cadre de duopole simple avec une concurrence bi-dimensionnelle en qualite Â et en varie Â te Â . Il existe une diffe Ârenciation bi-dimensionnelle des curricula. La diffe Ârenciation horizontale refle Áte le type de curriculum, du plus acade Âmique (0) au plus professionnel (1). La diffe Ârenciation verticale concerne le niveau de qualite Â du curriculum qui peut e Ãtre e Â leve Â e ou faible. Dans ce mode Ále, la qualite Â doit e Ãtre entendue comme la qualite Â pe Â dagogique des cours fournis par chacune des institutions e Âducatives. De plus, nous supposons que les e Âtudiants valorisent le niveau de qualite Â pour lui-me Ãme, et souffrent d'une de Â sutilite Â (quadratique) a Á mesure que le curriculum offert par les institutions s'e Âloigne de leur position ide Âale (curriculum) pre Âfe Â re Â e. Nous introduisons e Â galement dans le mode Á le des asyme Â tries en termes de la repre Âsentation des cou Âducatives, tant en ce qui concerne les Ã ts pour les deux institutions e dimensions horizontale que verticale. Concre Átement, on fait l'hypothe Áse que l'universite Â a une pre Â fe Â rence pour un curriculum extre Ãmement acade Â mique, abstrait, relie Â a Á l'interaction d'activite Â s de recherche (pure) et d'enseignement en son sein, et qu'elle subit une de Âsutilite Â a Á s'e Â carter de la fourniture de ce curriculum pre Â fe Â re Â . L'autre institution (le secteur non universitaire), n'a pas de telles pre Âfe Â rences et cherche simplement a Á offrir un cursus qui lui permette de maximiser sa part de marche Â (ce secteur n'est pas de Âpendant d'une tradition et est donc plus libre de ses choix, plus pragmatique aussi). Cependant, le cou Ã t de fourniture d'un certain niveau de qualite Â par le secteur non universitaire augmente plus rapidement, car il ne dispose pas de l'expe Ârience du secteur universitaire (et des effets de re Â putation dont son anciennete Â peut lui faire be Âne Â ficier). Dans l'analyse, les

284


institutions e Âducatives vont choisir uniquement leur type de curriculum et son niveau de qualite Â, laissant aux autorite Âs publiques le soin de fixer le montant des droits d'inscription.

2. STRUCTURE DU MODEÁLE Nous conside Â rons une structure de marche Â ou Á les institutions d'enseignement supe Â rieur doivent choisir un type de curriculum et le niveau de qualite Â pe Â dagogique de ce curriculum. Les prix sont exoge Ánes et les institutions d'enseignement supe Ârieur se font concurrence en varie Âte Â (type de curriculum) et en qualite Â (la qualite Â pe Â dagogique du curriculum). Les e Âtudiants ont un gou Ã t pour la qualite Â et une localisation pre Âfe Â re Â e en termes de curriculum.

2.1 Comportement des institutions eÂducatives On suppose que chaque institution peut choisir une localisation situe Âe entre les deux points extre Ãmes d'une droite comprise entre 0 et 1, ou Á une localisation en 0 correspond au choix d'un curriculum purement abstrait ou acade Âmique tandis qu'une localisation en 1 e Âquivaut a Á un curriculum purement professionnel. Nous appelons

xi xj et

sur le support

le curriculum respectif de l'institution

i j

et , ou Á

xi xj et

se trouvent

0; 1. Les eÂtudiants n'eÂvaluent pas le curriculum de la meÃme

Â tant donne manie Á re, ce qui correspond a Á la diffe Â rentiation horizontale. E Â sa tradition acade Â mique, l'universite Â a une pre Â fe Â rence pour une localisation en 0 relie Âe a Á l'interaction d'activite Âs de recherche fondamentale et d'enseignement en son sein, tandis que l'autre institution (le secteur non universitaire), n'a pas de telles pre Â fe Â rences et cherche simplement a Á offrir un cursus qui lui permette de maximiser sa part de marche Â. Pour capturer cette hypothe Áse de pre Â fe Â rence pour une varie Â te Â de curriculum par l'universite Â, on suppose que l'universite Â subit une de Â sutilite Â quadratique a Á s'e Â loigner de son curriculum ide Âal, c.-a Á-d.

ÿxu si la 2

localisation pre Âfe Â re Â e de l'universite Â est 0. D'un autre co Ã te Â , la localisation de l'institution non universitaire n'est pas de Âpendante d'une tradition d'offre d'un curriculum de Âtermine Â . On suppose que

xe xu

, c.-a Á -d. l'institution non universi-

taire offre un curriculum plus professionnel que l'universite Â. De plus, les institutions d'enseignement supe Ârieur doivent choisir le niveau de qualite Â associe Â au curriculum offert. De Âfinissons par l'institution

i

ou Á

qi 2 q; q

qi

le niveau de qualite Â choisit

et tous les e Âtudiants pre Â fe Á rent un curriculum de

qualite Â e Âleve Â e que de qualite Â faible. Cette seconde caracte Âristique correspond a Á la diffe Â rentiation verticale. On suppose que

qu > qe

, c.-a Á -d. la qualite Â du curriculum

offert par l'universite Â est plus e Â leve Â e que celui fourni par l'autre institution.

Á le Structure du mode

Le curriculum

i

285

de chaque institution d'enseignement supe Ârieur est donc

caracte Â rise Â par un niveau de varie Âte Â,

xi

, et de qualite Â

qi

, ou Á

xi; qi 2 0; 1 2 q; q.

Nous supposons que l'existence de rendements d'e Âchelle constants pour la production d'un niveau de qualite Â donne Â par l'universite Â et que cette dernie Á re supporte des cou Âs a Á la fourniture du service e Âducatif. La fonction de Ã ts variables lie cou Ã t total

207

pour l'universite Â de fournir un curriculum d'un certain type avec un

niveau de qualite Â donne Â est :

Cu cu quDu xu Du

1

2

ou Á

cu

est le cou Ã t marginal constant,

niveau de qualite Â et

xu

la part de marche Â de l'universite Â,

la localisation.

qu

le

La fonction de cou Ã t total de l'institution non universitaire est :

Ce ce qeDe

2

>1

La nouvelle institution supporte e Âgalement un cou Ã t marginal constant. Cependant a Á la diffe Â rence du secteur universitaire, les cou Ã ts de fourniture d'une unite Â additionnelle de qualite Â augmente plus rapidement (

> 1).

peut e Ã tre

interpre Â te Â comme un parame Átre d'efficience, pour lequel des valeurs plus e Âleve Â es de

correspondent a Á une institution non universitaire moins efficiente pour

fournir un curriculum d'une qualite Â donne Â e. Ces cou Â leve Â s en termes de Ã ts plus e fourniture d'un certain niveau de qualite Â sont lie Âs a Á un manque d'expertise par rapport au secteur universitaire et a Á des effets de re Â putation dont be Âne Â fice l'universite Â. La structure du mode Ále introduit une asyme Â trie dans les cou Ã ts de fourniture d'un curriculum d'une varie Âte Â et qualite Â donne Â es, par les deux institutions d'enseignement supe Â rieur. En termes de varie Â te Â , l'universite Â subit un cou Â au poids Ã t lie de sa tradition : une de Â sutilite Â quand elle de Âvie de sa localisation optimale correspondant a Á la poursuite d'une curriculum purement abstrait. Le secteur non universitaire n'est pas contraint par le choix d'un curriculum particulier et cherche a Á re Â pondre a Á un besoin existant en termes de formation. En termes de qualite Â

208

,

l'universite Â de Â livre un curriculum de qualite Â e Â leve Â e mais a Á un cou Â rieur e Â tant Ã t supe donne Â la ne Â cessite Â d'engager des professeurs hautement qualifie Âs. En d'autres termes, nous avons introduit une asyme Âtrie a Á deux niveaux pour la qualite Â. D'une part, il existe un lien entre la qualite Â du service e Â ducatif et la compe Â tence des professeurs. Le secteur universitaire doit engager un staff enseignant de haute qualite Â ce qui augmente ces cou Á l'autre institution Ã ts de production par rapport a 207

La fonction de cou Á gre a Á la fois des contraintes technologiques Ã t total inte

un « cou Â» a Á de Â vier de sa localisation pre Âfe Â rre Âe. Ã t prive 208

ci ; qi et un eÂleÂmeÂnet « gouÃt », c.-aÁ-d.

Remarquons que nous de Âfinissons implicitement une fonction de production line Â iare dans la qualite Â

qi f qi qi .

286


universitaire (Gabszewicz J.-J. et Turrini A., 2000). D'un autre co Ã te Â , le secteur non universitaire est moins efficace pour fournir un curriculum d'un niveau de qualite Â donne Â suite a Á un effet de re Â putation. L'utilite Â nette de l'universite Â (sous l'hypothe Á se que sa localisation optimale est en 0) est e Â gale a Á son profit net de sa de Â sutilite Â:

Uu Pu ÿ cu ÿ quDu ÿ xu Pu

3

2

ou Á

Du

est la fonction de demande pour l'universite Â et

le montant exoge Á ne des

droits d'inscription. Pour le secteur non universitaire, sa fonction d'utilite Â nette est :

Ue Pe ÿ ce ÿ qeDe

4

Les deux secteurs e Âducatifs interagissent avec les e Âtudiants qui compare le type de curriculum (sa dimension plus ou moins abstraite) avec son niveau intrinse Á que de qualite Â (e Â leve Â ou faible).

2.2 Comportements des eÂtudiants Les e Â tudiants choisissent une institution e Âducative en tenant compte de deux caracte Âristiques. Premie Árement, chaque e Âtudiant a un curriculum pre Âfe Â re Â

x

, correspondant a Á son type intellectuel c'est-a Á-dire sa localisation sur la dimen-

sion « abstrait versus professionnel ». Deuxie Ámement, chaque e Âtudiant a un gou Ãt pour la qualite Â du curriculum, note Â

2 0; 1. Un eÂtudiant de type x; retire une

utilite Â (indirecte) d'e Âtudier dans l'institution

i

:

Vi R ÿ xi ÿ x qi ÿ Pi

5

2

ou Á

R

est une constante positive, identique pour tous les e Âtudiants et suffisamment

e Â leve Â e pour tous les e Âtudiants choisissent un curriculum diffe Ârencie Â , et droit d'inscription exoge Áne. On suppose que chaque e Âtudiant subit un cou Ã t quadratique

i

Pi

est le

xi ÿ x

2

de

suivre un curriculum de type , e Â tant donne Â une distance intellectuelle par rapport au type intellectuel

x

de l'e Â tudiant. Sur la base de Neven et Thisse (1990), on

suppose que les e Âtudiants de Âcrits par un type

x; sont uniformeÂment distribueÂs

sur un carre Â unitaire, avec une masse totale e Âgale a Á 1. Le produit de la demande

; 2 0; 1.

agre Â ge Â e peut e Ã tre de Â crite comme une mesure du sous-ensemble de 0 1

2.3 Structure du jeu La structure du jeu est la suivante. Premie Árement, nous de Âterminons la demande agre Â ge Â e pour chaque institution. Ensuite, nous analysons un jeu simul-

Analyse

287

tane Â ou Âment une localisation et un niveau de Á chaque institution choisit simultane qualite Â , pour des droits d'inscription donne Âs. Cette hypothe Á se d'un jeu simultane Â en qualite Â et varie Â te Â se fonde sur le fait que la fourniture d'un curriculum requiert la de Â termination commune de ces deux caracte Âristiques. Comme nous conside Ârons un jeu simultane Â , le choix de la qualite Â ou de la varie Â te Â par une institution d'enseignement supe Â rieur n'a pas d'effet strate Âgique, c.-a Á -d. un engagement pour un niveau de diffe Ârentiation donne Â sur une des deux dimensions avant de se concurrencer sur l'autre dimension.

3. ANALYSE

La premieÁre eÂtape

de l'analyse consiste en la de Ârivation des demandes

globales qui s'adressent a Á chacune des deux institutions. Pour ce faire, on de Ârive l'ensemble des e Âtudiants qui sont juste indiffe Ârents entre les deux institutions, universitaires et non universitaires. Un e Â tudiant indiffe Â rent est localise Â dans une position telle que

R ÿ xu ÿ x qu ÿ Pu R ÿ xe ÿ x qe ÿ Pe 2

2

6

On obtient

x ÿ x Pe ÿ Pu 2xe ÿ xu x x ÿ e u 2

On constate que est la suivante. Plus

xe

2

qu ÿ qe

7

qu ÿ qe

x est une fonction lineÂaire et croissante en x. L'intuition est e Â leve Â par rapport a Á

xu qu et

proche de

qe

, plus le prix a Á

payer en termes de sensibilite Â additionnelle pour la qualite Â suite a Á une augmentation infinite Â simale du caracte Áre professionnel du curriculum sera e Âleve Â . L'ensemble des e Â tudiants est re Â parti en deux groupes comme illustre Â dans la

2 0; x choisissent l'institution non universitaire, alors que les e Âtudiants appartenant a Á l'intervalle 2 x; 1

figure 14.1. Les e Âtudiants dans l'intervalle

choisissent de s'inscrire a Á l'universite Â.

Pour des valeurs interme Â diaires de

Pe

209

, la droite

x peut croiser soit les

co Ã te Â s verticaux ou horizontaux du carre Â unitaire. Pour analyser ce cas interme Âdiaire, nous devons introduire la notion de dominance horizontale et verticale (Neven et Thisse, 1990). Si

@=@ x < 1, c.-aÁ-d. 2xe ÿ xu < qu ÿ qe , nous som-

mes dans une situation de dominance verticale (VD) ou Â rence en qualite Â du Á la diffe curriculum domine la diffe Ârence en varie Âte Â . Dans une situation de dominance 209

Pour l'analyse d'une valeur de

Pe

e Â leve Â e, voir Debande and De Meulemeester (2000).

288


␪(␹) 1 Part de marché de l’université

␪(␹)

Part de marché de l’institution non universitaire

0

1

Figure 14.1 ReÂpartition des eÂtudiants dans l'espace bi-dimensionnel du curriculum

verticale, le gou Â est si fort que les e Âtudiants ont une faible Ã t pour la qualite sensibilite Â par rapport aux types de curriculum de Âlivre Â s par les institutions d'enseignement supe Ârieur. Si

@=@ x > 1, c.-aÁ-d. 2xe ÿ xu > qu ÿ qe , on est dans un

cas de dominance horizontale (HD) ou Â rence en varie Âte Â domine la diffe ÂÁ la diffe rence en qualite Â. Dans une situation de dominance horizontale, les pre Âfe Â rences des e Â tudiants pour un type donne Â de curriculum ont un impact important sur l'e Âvalua-

␪ 1 ␪(␹)

U

VD

HD 0

E 1

Figure 14.2 Partition de l'espace pour des valeurs intermeÂdiaires de Pe

289

Analyse

tion de la qualite Â : un e Â tudiant doit e Ãtre plus que compense Â en termes de qualite Â pour un de Âplacement infinite Âsimal vers un curriculum plus professionnel. Enfin, si

@=@ x 1,

aucune des deux dimensions n'est dominante. Nous de Âcrivons la

partition des e Âtudiants pour des valeurs interme Âdiaires de

Pe

dans la figure 14.2.

Pour chaque cas, nous de Âterminons la fonction de demande pour l'institution d'enseignement supe Ârieur non universitaire, en supposant que le droit d'inscription de l'universite Â est fixe Â . En inte Â grant cette fonction de 0 a Á 1, on obtient la demande pour le secteur non universitaire

DeDe; De; De

correspondant a Á une

e Â volution croissante du minerval pour le secteur non universitaire

Pe; Pe; Pe , la

demande pour le secteur universitaire e Âtant son comple Â mentaire par rapport a Á un. La fonction de demande qui en re Âsulte est continue par rapport a Á des niveaux de minerval du secteur non universitaire ( a la forme suivante :

La seconde eÂtape

Pe

) relatifs a Á ceux de l'universitaire (

Pu

), et

de l'analyse va de Â pendre de ce que l'on e Âtudie. Dans un

cadre d'e Â quilibre de Â centralise Â , chacune des deux institutions e Âducatives va choisir

qi xi et

de fac Ë on a Á maximiser son produit net. On aura (voir section re Âsultats) deux

jeux d'e Â quilibres multiples, selon que l'on se place dans un cadre de dominance horizontale ou verticale. Dans une situation de calcul de bien-e Ãtre social, on fera l'hypothe Á se qu'un e Â tat bienveillant maximise le surplus des e Âtudiants (voir

infra

).

La comparaison de ce qui ressort de l'e Âquilibre de Â centralise Â avec les optima sociaux permet de porter un jugement sur la ne Âcessite Â d'une intervention e Âventuelle.

De

De'''

De''

De' 0

Pe''' Pe'''

Pe''

Pe'

Pe

Figure 14.3 Fonction de demande pour le secteur non universitaire

290


4. REÂSULTATS Nous nous concentrerons sur le cas assez re Âaliste de droits d'inscription des deux institutions relativement mode Âre Â s, nous permettant d'introduire la distinction entre les situations de dominance verticale et dominance horizontale. Nous obtenons des e Âquilibres multiples tant dans le cadre de dominance verticale que Â tant donne horizontale (voir Annexe). E Âe l'exoge Â ne Â ite Â des droits d'inscription, de par la concurrence qui les oppose, les deux institutions ont un incitant plus

=

important en dominance verticale a Á se localiser plus pre Ás du centre (1 2) du segment repre Â sentant les types de curricula, afin de be Âne Â ficier de l'effet « part de marche Â s ». Ceci explique pourquoi, dans toutes les configurations d'e Âquilibre en dominance verticale, nous trouvons que la localisation optimale du secteur non universitaire est toujours au milieu du segment repre Âsentant les types de curricula (c'est-a Á -dire qu'il adopte un profil ni trop acade Âmique, ni trop professionnel). Pour ce qui est du secteur universitaire, l'effet « part de marche Â » est contrebalance Â par la de Â sutilite Â qu'elle subit a Á s'e Â carter de sa localisation pre Âfe Â re Âe a Á l'extre Ã mite Â abstraite du spectre des curricula. L'universite Â aura donc un incitant a Á fournir un curriculum de haute qualite Â pour compenser sa localisation plus proche d'un curriculum parfaitement the Âorique. Etant localise Â au centre afin de maximiser sa part de marche Â , le secteur non universitaire se contentera souvent d'offrir un niveau de qualite Â minimal (pas toujours cependant) afin de re Âduire ses cou Ã ts de fourniture d'un niveau donne Â de qualite Â . Si l'on en vient a Á comparer les e Âquilibres de Âcentralise Â s et ceux issus de la maximisation du bien-e Ãtre social, on constatera que la localisation du secteur non universitaire est presque de premier rang (

first best

). Le

niveau de qualite Â fourni cependant par le secteur non universitaire en e Âquilibre de Â centralise Â est en ge Â ne Â ral infe Â rieur a Á celui qui serait socialement optimum. L'inade Â quation entre e Âquilibre de Âcentralise Â et optimum social est nettement plus marque Â e pour le secteur universitaire, et ce pour les deux dimensions e Âtudie Â es ici. Dans le cadre de la dominance horizontale, les institutions e Âducatives vont donner un poids plus e Âleve Â au niveau de diffe Ârenciation sur la dimension horizontale (varie Â te Â ). Comme un le Â ger de Â placement de l'institution d'enseignement supe Â rieur vers un curriculum plus professionnel doit e Ãtre compense Â par un plus important accroissement en termes de qualite Â, elle va tendre a Á se localiser a Á gauche du centre du spectre des curricula et a Á se diffe Â rencier mode Â re Â ment sur le plan horizontal. On observe qu'un plus haut niveau de diffe Ârenciation en termes de qualite Â va permettre un plus haut niveau de diffe Ârenciation en terme horizontal. Quand on compare les e Âquilibres de Âcentralise Âs a Á l'optimum social, on observe que le niveau de qualite Â choisi par le secteur universitaire en e Âquilibre de Âcentralise Â est similaire a Á celui qui s'ave Á re socialement optimal. Pour ce qui est de la dimension horizontale, l'ade Â quation entre les e Âquilibres de Â centralise Â s et socialement optimaux pour l'universite Â de Â pendra de la marge prix-cou Ã ts.

Conclusion

291

5. CONCLUSION 5.1 Aspects geÂneÂraux Dans ce chapitre, nous avons offert un cadre analytique afin d'e Âvaluer les me Â rites d'une forme de quasi-marche Â, a Á savoir une forme de Â centralise Â e d'organisation de l'enseignement supe Ârieur sur base d'une concurrence en qualite Â et varie Â te Â entre deux types d'institutions e Âducatives (universitaire et supe Ârieur non universitaire), avec des droits d'inscription fixe Âs par l'autorite Â publique. Les autorite Â s de divers pays (Belgique, Royaume-Uni) ont en effet cherche Âa Á re Â former leur syste Á me d'enseignement supe Ârieur afin de le rendre plus sensible aux demandes du marche Â , en un mot plus adaptable. Ces re Âformes ont cherche Â a Á re Â duire le degre Â de diffe Ârenciation horizontale en incitant a Á une professionnalisation du curriculum offert par les institutions universitaires, tout en cherchant a Á augmenter le niveau global de qualite Â (la dimension verticale) de tous les produits offerts par les diverses formes d'enseignement supe Ârieur. On a donc essaye Â d'inte Â grer dans le mode Ále la dimension horizontale de choix d'un curriculum avec la dimension verticale de qualite Â, tout en de Âveloppant simultane Â ment une formalisation fine de la concurrence dans l'enseignement supe Â rieur, des caracte Âristiques techniques (fonctions de cou Â fe Â rences Ã t) et des pre des acteurs implique Â s (les institutions e Âducatives et les e Âtudiants). Notre mode Ále prend la forme d'un jeu simultane Â de duopole entre une universite Â oriente Â e au de Â part

210

pre Â fe Ârentiellement vers une de Âmarche essentiellement acade Âmique

(corollaire de ses activite Âs de recherche et d'enseignement des disciplines de base) et un secteur plus oriente Â vers la formation plus directement professionnelle. Nous nous concentrons sur un cadre ou Â cart de droits d'inscription entre les Á l'e deux institutions est mode Âre Â , ce qui nous autorise a Á distinguer deux cas topiques de dominance verticale et de dominance horizontale. Ce mode Á le, outre qu'il est suffisamment flexible que pour pouvoir y introduire explictement, par exemple, les subsides de l'e Âtat aux e Â tudiants, est aussi un instrument utile pour interpre Âter une se Ârie de phe Â nome Á nes observe Â s dans le monde re Â el. Ainsi, on observe depuis la fin du dix-neuvie Á me sie Á cle une tendance commune des institutions universitaires a Á offrir de plus en plus de curricula directement professionnels comme l'informatique ou les e Âcoles de gestion, tandis que de son co Ã te Â le secteur non universitaire a e Âte Â constamment menace Â par la tentation acade Â mique (« de Ârive acade Â mique » : voir les 210

Technische Hochschule

en

L'existence d'une tendance a Á la professionnalisation des curricula (par exemple vers l'informatique, la

gestion, etc.) (avec en corollaire un accent plus marque Â vers la recherche applique Â e) au sein des universite Âs doit donc se lire dans le cadre de notre mode Ále comme le re Âsultat d'une e Â volution dont le point de de Âpart reste une universite Â « humboldienne ».

292


Allemagne a Á la fin du dix-neuvie Á me sie Á cle, ou les

Polytechnics

au Royaume-Uni

pour le moment). On observerait donc bien une re Âduction de la diffe Â renciation horizontale. La distinction entre la dominance verticale (accent sur la qualite Â de la part des e Â tudiants) et de dominance horizontale (accent sur le type de curriculum) est assez se Â duisante en ce sens qu'elle correspond bien aux deux mondes qui existent en matie Á re de re Â gulation globale des syste Á mes d'enseignement supe Ârieur. En Europe continentale, et en Belgique particulie Árement, les e Âtudiants sont plus axe Â s sur le choix d'un certain type d'orientation pluto Ã t que sur un certain type d'e Â tablissement

211

qui refle Á terait un certain niveau de qualite Â, tandis que dans des

pays comme l'Angleterre ou le Japon le choix de l'institution (reflet de la qualite Â) est plus important que le choix d'un secteur. Les pre Âfe Â rences sont dans notre mode Á le de Â termine Â es par les parame Átres caracte Â risant la structure institutionnelle du syste Á me d'enseignement supe Ârieur.

5.2 Les aspects reÂgionaux Notre mode Á le ne prend pas explictement en compte les aspects re Âgionaux, mais il permet de re Â fle Â chir a Á des questions telles que le caracte Áre plus ou moins optimal d'avoir plus ou moins de varie Âte Â dans l'offre. Nous avons vu que, dans un cadre de dominance verticale, l'optimum social consistait en une diffe Ârenciation relativement faible en terme horizontal (mode Ále unitaire ou Á toutes les institutions e Â ducatives offrent des curricula acade Âmiques et professionnels), et relativement plus fort en terme vertical (plus de diffe Ârences en termes d'offre de qualite Â). Cette situation peut, lato sensu, faire penser au mode Ále ame Â ricain, ou Â renciation Á la diffe en termes de qualite Â joue le ro Ã le cle Â (Harvard, par exemple, a tout a Á la fois des curricula tre Ás acade Â miques et des options professionnelles comme les MBA). L'inverse est vrai en dominance horizontale (plus grande diffe Ârenciation entre un secteur acade Â mique et un secteur professionnel). Quand on se re Âfe Á re a Á l'histoire, on peut observer que les deux mode Áles d'enseignement supe Ârieur les plus performants, l'allemand avant 1933, l'ame Âricain apre Á s 1945, se sont de Âveloppe Âs dans un cadre fe Âde Â ral, assurant une forte varie Âte Â tant en termes de types de curricula offerts que de niveau de qualite Â. Le tableau 14.1 pre Âsente une comparaison synthe Âtique des trois grands mode Á les globaux en termes de fourniture d'enseignement supe Ârieur en technologie (Allemagne, France, Royaume-Uni). Sur la pe Â riode conside Â re Â e (1870-1914), il semble que le syste Áme le plus Â tat et concurrence efficace (Allemagne) combine ide Âalement intervention de l'E 211

On notera toutefois que les e Âtudiants flamands semblent davantage pousse Âs dans leur choix universitaires par

le prestige de l'institution (KUL, a Á moins que ne joue l'aspect confessionnel), alors que les e Âtudiants francophones sont davantage influence Â s par le simple crite Áre de distance ge Âographique : voir l'analyse sur donne Âes d'arrondissements par De Meulemeester et Rochat (1996).

Conclusion

293

Tableau 14.1 Comparaison des enseignements supeÂrieurs en technologie Intervention de l'eÂtat Niveau d'intervention de l'eÂtat Instruments de reÂgulation

Allemagne

France

EÂleveÂe Gouvernement central et EÂtats feÂdeÂreÂs. Pas de champ limiteÂ de reÂgulation (institutions propres + reÂgulation, parfois avec le secteur priveÂ, ou d'autres institutions eÂducatives).

EÂleveÂe Seulement Gouvernement central. Champ limiteÂ de reÂgulation (deÂfinition par l'EÂtat du curriculum de ses propres Grandes EÂcoles) ! reÂponse faible et peu de capaciteÂ d'adaptation aux besoins du secteur priveÂ ! apparition d'institutions en dehors du champ de reÂgulation de l'eÂtat. Au deÂpart, seulement des Grandes EÂcoles. ApreÁs 1871, eÂmergence d'universiteÂs ainsi que d'Ecoles speÂcialiseÂes dans les nouvelles technologies de la seconde reÂvolution industrielle (chimie, eÂlectriciteÂ).

Types d'institutions Nombreux types, avec une diffeÂrenciation « horizontale » (diffeÂrents systeÁmes selon l'eÂtat feÂdeÂreÂ, divers types d'ingeÂnieur : mines, chemin de fer...) et « verticale » (universiteÂs, Technische Hochschule, Mittel Technische Hochschule). DegreÂ de reÂponse aux Assez bon besoins du marcheÂ QuantiteÂ d'ingeÂBeaucoup d'ingeÂnieurs de nieurs fournie diffeÂrents types aÁ cause de la diversiteÂ des reÂseaux d'eÂcoles d'ingeÂnieurs. QualiteÂ des ingeÂnieurs produits

Assez bonne : co-supervision du systeÁme par l'EÂtat (et les eÂtats) et le secteur priveÂ. Grande varieÂteÂ des eÂcoles, donc aussi de l'offre des ingeÂnieurs.

Moyen

UK Faible Ð Auto-reÂgulation du systeÁme (institutions autonomes deÂfinissant leurs curricula, leur qualiteÂ, leurs criteÁres d'admission, les droits d'inscription...). Seulement UniversiteÂs (de nouveaux types apparaissant pour concurrencer le modeÁle eÂlitiste d'Oxford et Cambridge). Emergence difficile d'un enseignement supeÂrieur technique. Mauvaisa

Trop peu d'ingeÂnieurs (eÂlitisme des Grandes EÂcoles, orienteÂes vers le secteur public).

Trop peu d'ingeÂnieurs, meÃme apreÁs la mise en place d'un systeÁme d'enseignement technique supeÂrieur. S'accroõÃt avec le temps TreÁs eÂleveÂe en termes absolus, mais parfois mal (roÃle de la formation pratique en laborapreÂpareÂs pour travailler dans les nouveaux secteurs toire). industriels (chimie...) et les entreprises priveÂes petites et moyennes.

a Dans le cas anglais, on fait face aÁ l'interaction d'institutions universitaires treÁs sceptiques face aÁ la mise en

place d'un enseignement acadeÂmique en ingeÂnieÂrie (reÂduisant par laÁ le nombre d'ingeÂnieurs formeÂs) et d'une tradition chez les employeurs, preÂfeÂrant un systeÁme de formation des ingeÂnieurs sur le tas. De laÁ deÂcoule un eÂquilibre entre une offre et une demande faibles pour des ingeÂnieurs formeÂs acadeÂmiquement. Cet eÂquilibre de marcheÂ a pourtant eu des conseÂquences en termes de compeÂtitiviteÂ de long terme de l'industrie britannique (Fox et Guagnini, 1993).

(notamment au travers de la structure fe Âde Â rale, « re Âgionalise Â e », du pays), alors que trop de re Âgulation (France) ou trop peu (Royaume-Uni) ne semblent gue Áre aboutir a Á des syste Á mes e Âducatifs re Âpondant optimalement aux fluctuations des besoins de l'e Âconomie en personnel qualifie Â. Ko È nig (1993) pense que la grande autonomie laisse Â e aux e Â tats membres de l'Empire allemand en matie Áre e Â ducative

294


aurait encourage Â la varie Â te Â (plusieurs syste Ámes de formation d'inge Ânieurs, dans diffe Â rentes branches, et a Á diffe Â rents niveaux) : il y avait de nombreuses e Âcoles, plusieurs re Â seaux, de qualite Â diverse, fournissant l'Allemagne en inge Ânieurs nombreux (et donc peu chers, alle Âgeant par la Á le cou Â pour les Ã t du travail qualifie entreprises allemandes : voir Gispen, 1989) et de types varie Âs. La structure fe Â de Ârale aurait ainsi permis une offre abondante de capital humain, fort varie Âe, tout en encourageant la concurrence entre structures e Âducatives (on notera toutefois qu'il s'agit d'une concurrence dont l'e Âtat n'est jamais absent). Â tats-Unis ont aussi mis l'accent sur Des travaux historiques pour le cas des E l'importance de la varie Âte Â dans l'efficacite Â du syste Á me. L'histoire du syste Á me d'enseignement supe Â rieur ame Â ricain, marque Â e par la succession de mode Áles varie Âs (colle Á ges calque Âs sur le mode Á le anglais a Á la fin du dix-huitie Á me sie Á cle, comme Harvard, Yale... ; mise en place d'e Âcoles scientifiques avec un financement prive Â, comme le MIT [1862] avec un curriculum inte Âgre Â entre sciences et sciences applique Â es ; subsidiation Ð via des dons de terres Ð d'e Âcoles techniques par Â tat dans les nouveaux territoires de l'Ouest via le Morrill Act [1862], qui sont l'E devenues les Land Grant Universities ; fondation d'universite Âs prive Â es a Á la fin du dix-neuvie Á me sie Á cle, les

Private Research Universities

...), dont aucun n'a e Âlimine Â

le pre Â ce Â dent (Donovan, 1993), a assure Â une tre Á s grande diffe Ârenciation tant en termes de formes d'e Âducation que de niveau de qualite Â. La concurrence en termes de prestige entre les diffe Ârents e Â tats fe Â de Â re Â s (principalement dans les zones de conque Ã te au dix-neuvie Á me sie Á cle) aurait par contre conduit, certes, a Á un renforcement de la qualite Â des

Land-Grant Universities

, mais aussi a Á une forme de de Ârive

acade Â mique. L'analyse historique sugge Ârerait donc un lien positif (a Á prouver) entre re Â gionalisation ou fe Âde Â ralisation de l'e Âducation et capacite Â accrue du syste Á me a Á re Â pondre aux besoins changeants des utilisateurs des produits e Âducatifs

212

.

Bien que non formalise Â s, ces exemples tendraient donc a Á prouver que la

varieÂteÂ

est une bonne chose pour la capacite Â d'adaptation des syste Ámes d'ensei-

gnement supe Ârieur aux besoins de l'e Âconomie. Ceci sugge Ârerait aussi de tenir mieux compte d'une dimension de qualite Â dans les analyses de type microe Âconomique afin de relativiser certains jugements ne Âgatifs porte Â s sur la re Âgionalisation de l'enseignement supe Ârieur. Une des rares analyses formalise Âes consacre Âe a Á ce sujet (Thisse et Justman, 1997) sugge Ârait en effet que le sous-investissement e Â ducatif serait le re Âsultat le plus probable de la re Âgionalisation de l'enseignement supe Â rieur (a Á cause d'une forme d'externalite Â constitue Â e par la plus forte mobilite Â suppose Â e des travailleurs qualifie Âs).

212

Il faut noter ici que les deux e Âtats fe Â de Â raux cite Âs (l'Allemagne et les USA) partagent une langue et une culture

commune, assurant que les divers syste Ámes ge Â re Â s par les entite Â s fe Â de Â re Â es sont en re Âelle compe Âtition. La re Â gionalisation en Belgique, fonde Â e sur la langue, ne rece Á le malheureusement pas les me Ãmes avantages, car il n'y aura jamais une ve Âritable concurrence entre un mode Á le francophone et un mode Á le ne Â erlandophone (sauf au niveau des troisie Á mes cycles, mais la Á sans doute, la concurrence se situe a Á un e Â chelon international).

Â sultats en e Â quilibre de Â centralise Â Re

295

ANNEXE 14.1 Â sultats en e Â quilibre de Â centralise Â Re

En dominance verticale, on obtient les e Âquilibres en qualite Â et varie Â te Â suivants :

1.

x3u K DP ÿA K K A 1

2

1

12

8

3

ou Á

16

2

6

6

K Pu ÿ cu ÿ Pe ÿ ce > ;

DP Pe ÿ Pu < 0

0

et

A Kqÿ DP K 2 = 2 DP K ÿ DP 2 ÿ DP K ÿ K 4

3

1

4

x3e

36

1

1

3

2

8

2

2

3

1

2

3 2

10

1 2

q3u Pe ÿ ce

Pu ÿ cu ÿ Pe ÿ ce q3e Pu ÿ cu ÿ K DP ÿ K K A A 2

4

1

12

3

2.

x3u PPu ÿÿccu ÿÿqq u u x3e 2

1 2

q3u q q3e q

8

3

< 1 2

16

2

3

2

2

296 3.


x3u PPu ÿÿccu ÿÿqq u u x3e 2

< 1 2

1 2

q3u q

2

2

q 161 ÿ 4Pu ÿ cu ÿ qPu ÿ cu ÿ qPe ÿ Pu 1 ÿ 4Pu ÿ cu ÿ q

q3e q En dominance horizontale, on obtient les e Âquilibres en qualite Â et varie Â te Â suivants : 1.

x3u x3e

2 3

4

ÿ

q 16

ÿ 2 K ÿ 2DP 40 9

4

sous la condition que 24 9

< K ÿ 2DP
1:

Si les rendements sur la fonction de matching sont croissants, la probabilite Â de succe Á s sur le marche Â du travail croõÃt donc avec le nombre de firmes. Il s'agit bien la Á d'une force centripe Áte dans la mesure ou Â Á , sous ces conditions, un grand marche (du travail qualifie Â en l'occurrence) exerce un pouvoir attractif. Celle-ci doit maintenant e Ã tre mise en balance avec la force centrifuge lie Âe a Á l'effet de concurrence sur le marche Â des biens mentionne Â ci-dessus. Si ce dernier l'emporte, l'e Â quilibre spatial sera caracte Ârise Â par une distribution homoge Áne des firmes modernes et du capital humain entre les deux re Âgions. Si par contre, les forces centripe Átes l'emportent, le secteur moderne de me Ãme que le capital humain auront tendance a Á se localiser dans une des deux re Âgions seulement. En effet, la moindre de Âviation par rapport a Á la distribution homoge Á ne cre Â e un grand marche Â dont le pouvoir attractif ne fait que se renforcer au fur et a Á mesure que les firmes du secteur moderne s'y localisent, y provoquant la formation de capital humain. Dans l'autre re Âgion par contre, les firmes modernes sont

in fine

absentes. La probabilite Â de trouver en

emploi comme qualifie Â est donc nulle et aucun travailleur n'acquiert de formation. Encore une fois, les cou Ã ts de transactions en termes de commerce entre les deux re Âgions jouent un ro Ã le fondamental dans cette balance entre forces centripe Á tes et centrifuges. En cas de cou Âleve Â s, les de Â savantages d'un Ã ts de transactions e petit marche Â sont e Â ventuellement compense Âs par le fait que la concurrence y est moindre et qu'il est d'un acce Ás difficile aux firmes situe Âes dans le grand marche Â. En d'autres termes, les forces centrifuges dominent les forces centripe Átes. Si par contre les cou Â de concurrence entre un Ã ts de transactions sont faibles, le degre grand et un petit marche Â n'est pas tre Ás diffe Â rent et les forces centrifuges l'emportent sur les forces centripe Átes. En conclusion, ce type de mode Ále met en e Â vidence la possibilite Â de voir le capital humain se concentrer sur certaines localisations au travers d'un processus d'agglome Â ration qui peut e Ãtre complexe. Le niveau d'inte Âgration des e Âconomies conside Â re Â es est une variable importante dans ce processus. Son ro Ã le est synthe Â tise Â par la figure suivante qui de Âcrit l'e Â volution de la distribution spatiale du capital humain (

TN =TN TS

) en fonction de degre Â d'inte Â gration ( ). Pour des niveaux

infe Â rieurs a Á une valeur critique (

0 ),

les forces centrifuges dominent et la dis-

tribution du capital humain est homoge Áne. Pour des niveaux d'inte Âgration supe Ârieurs, les forces centripe Átes l'emportent et le capital humain s'agglome Áre dans une des deux re Â gions.

Conclusion

375

TN /TN +TS 1

1/2

0

φ0

φ

Figure 18.5 Distribution spatiale du capital humain et inteÂgration

4. CONCLUSION La distribution spatiale du capital humain est une question qui, pour plusieurs raisons, retient l'attention des scientifiques et des de Âcideurs. En premier lieu, comme le soulignent les quelques statistiques pre Âsente Â es ici, la re Â partition du capital humain semble relativement he Âte Â roge Á ne. Ceci est vrai au niveau des pays europe Â ens, dans une certaine mesure au niveau d'un pays comme la Belgique et ce l'est encore plus au niveau du monde. Me Ãme si les liens entre capital humain et croissance sont statistiquement difficiles a Á e Â tablir, ils apparaissent plus significatifs avec l'emploi et le niveau de vie. Ceci et plusieurs autres indices sugge Árent donc la possibilite Â de voir les disparite Â s re Â gionales au niveau du capital humain se traduire, a Á plus ou moins long terme, par des disparite Âs sur un ensemble plus large d'indicateurs e Âconomiques. Ce chapitre a parcouru quelques tentatives de la the Âorie e Â conomique pour fournir une explication quant aux de Âterminants de la distribution spatiale du capital humain. Les domaines de recherche les plus aptes pour traiter ce genre de questions sont sans doute la the Âorie de la croissance endoge Áne et l'e Â conomie ge Â ographique. Leurs principes fondamentaux ont donc e Âte Â rappele Â s ainsi que la manie Á re dont ils s'appliquent a Á la proble Â matique du capital humain. Ceci a enfin e Â te Â illustre Â au moyen de quelques exemples s'inscrivant dans ces domaines respectifs et ayant pour the Áme la distribution ge Âographique du capital humain. Un point commun que l'on peut de Âgager de ces contributions the Âoriques est le ro Ã le fondamental joue Â par le processus d'inte Âgration dans la re Â partition re Âgionale des activite Âs e Â conomiques et du capital humain. Celui-ci peut cependant e Ãtre de nature tre Ás diffe Â rente selon que ce processus prend une forme ou une autre. En

376

Â terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

particulier, un processus d'inte Âgration qui aurait pour effet de diminuer les distances entre re Â gions et permettrait a Á des externalite Â s a priori locales de devenir plus globales favoriserait les me Â canismes de convergence re Â gionale. Dans l'exemple pre Â sente Â ci-dessus, la diminution des distances entre re Âgions se traduisait par une plus grande diffusion du capital humain d'une re Âgion a Á l'autre ce qui avait pour effet d'accroõÃtre la vitesse de convergence des re Âgions. Par contre, le processus inte Âgrant les marche Â s de biens et services aurait la tendance inverse d'exacerber les forces d'agglome Âration et donc de favoriser la divergence des re Â gions. Ces deux types de me Âcanismes sont pertinents pour une re Âgion comme la Wallonie. Au niveau europe Âen, le processus d'inte Âgration se mate Ârialise essentiellement sur le plan des e Âchanges de biens et services au travers d'une baisse des cou Âs au commerce international. Ceci est clairement une Ã ts de transaction lie inte Â gration que l'on peut conside Ârer comme appartenant a Á la deuxie Á me cate Â gorie ge Â ne Â ratrice de divergences re Âgionales. Au niveau belge par contre, on peut s'inÂ tat fe terroger sur les effets de la perte de substance de l'E Â de Â ral qui peut jouer un ro Ã le important dans la promotion des contacts entre les re Âgions du pays. De ce point de vue, les distances entre re Âgions et communaute Â s belges se sont accrues, non en termes de commerce interre Âgional bien su ÂcanisÃ r, mais sur le pan des me mes qui permettent aux externalite Âs de jouer sur une e Âchelle plus large que celle de la re Â gion. De plus, les externalite Âs fiscales (qui sont d'autres facteurs de convergence) sont elles aussi re Âduites au travers de ce processus de re Âgionalisation. Le constat n'est cependant pas aussi pessimiste qu'il peut en avoir l'air. Il invite simplement la Wallonie a Á e Ã tre d'autant plus attentive a Á l'e Â volution de sa situation et a Á ses choix en termes de strate Âgies de de Â veloppement. Pour pallier au re Âtre ÂÂ tat fe cissement du canal de contacts que repre Âsente un E Â de Â ral, elle peut chercher d'autres voies de partenariats avec la Flandre mais aussi avec ses autres re Âgions voisines. Celles-ci sont nombreuses, souvent dynamiques et les opportunite Âs de cet ordre sont probablement sous-exploite Âes.

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CHAPITRE

19 Â REFLEXIONS SUR LA Ã PERSISTANCE DU CHOMAGE

EN WALLONIE ET EN FLANDRE

Henri SNEESSENS

IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain et UniversiteÂ catholique de Lille Fatemeh SHADMAN-MEHTA

IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain

380

Â flexions sur la persistance du cho Ã mage en Wallonie et en Flandre Re

REÂSUMEÂ L'analyse fait apparaõÃtre en Wallonie un accroissement continu des dispariteÂs de situation entre bassins d'emploi (arrondissements ou provinces) et entre niveaux de qualification, eÂvolution qui peut s'expliquer par le deÂclin des vieilles industries et le deÂveloppement des technologies nouvelles. Les dispariteÂs ainsi creÂeÂes sont d'autant plus importantes que les couÃts du travail s'adaptent peu ; elles semblent eÂgalement avoir eÂteÂ amplifieÂes par la faiblesse de l'investissement en capital physique et en capital humain.

1. INTRODUCTION La majorite Â des pays et re Âgions de l'Union europe Â enne ont subi durant les anne Â es 1970-80 une forte augmentation du cho Ã mage. Les taux de cho Ã mage sont depuis reste Âs a Á des niveaux anormalement e Âleve Â s, en particulier pour les jeunes et les moins qualifie Âs. Cette e Â volution fut accompagne Âe de 1975 a Á 1985 d'une conside Â rable de Â te Â rioration de la relation entre taux de cho Ã mage et taux d'emplois vacants (relation connue sous le nom de

courbe de Beveridge

). Les taux d'emplois

vacants restent stables alors que les taux de cho Ã mage sont de plus en plus e Âleve Â s, ce qui sugge Á re l'existence de proble Ámes structurels. La Wallonie ne fait pas exception a Á la re Á gle (figure 19.1). Le proble Áme du cho Ã mage y connaõÃt au contraire une acuite Â particulie Á re. La Wallonie fait partie de ces quelques re Â gions dont la situation relative n'a cesse Â de se de Â grader, alors que d'une fac Ë on ge Â ne Â rale les disparite Âs re Â gionales au sein de l'Union europe Âenne semblent avoir peu augmente Â au cours des vingt dernie Á res anne Â es :

cf.

EC

(1999, partie I, section 4). Le contraste avec l'e Âvolution observe Âe en Flandre apre Á s 1984 est particulie Árement frappant. Contrairement a Á la Wallonie, la reprise e Â conomique de la seconde moitie Â des anne Â es 80 s'accompagne en Flandre d'une nette re Â duction du taux de cho Ã mage et d'une ame Âlioration de la relation cho Ã mageemplois vacants (la baisse continue du cho Ã mage n'engendre pas une hausse continue des tensions sur le marche Â du travail ; figure 19.1). De semblables contrastes se retrouvent a Á l'inte Â rieur de la Wallonie, par exemple entre l'arrondissement de Charleroi et celui d'Arlon. Les re Âflexions pre Â sente Â es ici s'inscrivent dans le prolongement des travaux 244

ante Â rieurs

et veulent contribuer a Á une meilleure compre Âhension des phe Â nome Á-

nes en cause, en particulier une meilleure compre Âhension des facteurs susceptibles d'avoir provoque Â la de Â te Â rioration observe Â e de la relation cho Ã mage-emplois vacants, et le contraste Wallonie-Flandre. Le but est d'expliquer et comparer des 244

Cf.

Van der Linden (1997, chap. 1.5), CREW-IRES (1998, chap. 7), Sneessens

et al.

(1999).

Introduction

v

381

Wallonie

1,2%

1970

1989

0,8% 1990 1973

0,4%

1984

1980 1975

0,0%

u 0%

v

5%

10%

15%

20%

Flandre

1970

1,2% 1974

1989

0,8% 1990

0,4% 1984 1975 1980

0,0% 0%

5%

10%

u 15%

20%

Figure 19.1 Relation observeÂe entre taux d'emplois vacants v et taux de choÃmage u en Wallonie et Flandre

e Â volutions a Á long terme. Le cadre the Âorique le plus approprie Â dans ce contexte est celui des mode Á les de taux de cho Ã mage d'e Â quilibre (NAIRU). Vu l'importance du cho Ã mage parmi les travailleurs les moins qualifie Âs, le mode Á le standard est e Âlargi pour prendre en compte simultane Âment disparite Âs ge Âographiques et disparite Âs entre niveaux de qualification, et analyser leurs effets et interactions sur le taux de cho Ã mage d'e Â quilibre. Apre Á s avoir re Â sume Â les e Â le Â ments me Â thodologiques utilise Âs

245

(section 2), on utilisera ce cadre d'analyse pour proposer une interpe Âtation

des e Â volutions observe Â es (section 3). 245

Le cadre the Â orique est explicite Â dans Sneessens-Shadman (2000).

382


2. EÂLEÂMENTS MEÂTHODOLOGIQUES L'existence de disparite Â s peut refle Âter une segmentation plus ou moins forte du marche Â du travail. Nous conside Árerons un marche Â du travail entie Árement cloisonne Â, a Á la fois dans la dimension ge Âographique et dans la dimension des qualifications. La faible mobilite Â de la main-d'úuvre entre bassins d'emploi est un fait bien documente Â , caracte Â ristique de l'ensemble des pays europe Âens (par exemple, Petrongolo-Wasmer, 1999). L'importance du cloisonnement entre niveaux de qualifications est moins facilement mesurable. La disparite Â des taux de cho Ã mage des plus et moins qualifie Â s peut e Ã tre interpre Â te Â e soit en termes de segmentation et cloisonnement du marche Â du travail, soit en termes d'effet d'e Âviction et de de Â qualifications en cascade (Dejemeppe

et al.

, 2000). Dans le premier

cas, l'importance relative du cho Ã mage des moins qualifie Âs sera typiquement interpre Â te Â e en termes d'effets asyme Âtriques de la croissance ; dans le second, elle le sera en termes de faiblesse de la demande globale de travail, combine Âe a Á un effet d'e Â viction des travailleurs moins qualifie Âs. Ce dernier point de vue laisse entie Áre la question de savoir pourquoi la demande globale de main-d'úuvre serait devenue et reste Â e anormalement faible apre Ás 1974. On privile Â giera ici l'hypothe Á se d'une faible mobilite Â entre segments de qualifications diffe Ârentes. Â tudier la relation entre taux d'emplois vacants et taux de cho E Ã mage implique qu'on prenne en compte l'existence de frictions sur le marche Â du travail. Deux approches sont possibles. La premie Áre approche a pour objectif principal l'analyse des de Âterminants des flux d'embauches et de licenciement ; elle utilise pour ce faire le concept de fonction d'appariement, laquelle implique a Á l'e Â quilibre stationnaire une relation entre stocks d'emploi et de cho Ã mage (Pissarides, 1990). La seconde approche conside Áre directement la relation entre stocks a Á l'e Â quilibre stationnaire lorsque la re Âpartition des offres et demandes de travail entre « micromarche Â s » est ale Â atoire ; la courbe de Beveridge est obtenue par agre Âgation explicite des stocks d'emploi observe Âs au niveau des diffe Â rents « micro-marche Â s » et de Â termine Â s par le minimum de l'offre et de la demande. Puisque notre analyse est centre Â e sur les de Âterminants en longue pe Âriode de l'e Â volution des stocks d'emploi et de cho Ã mage pluto Ã t que sur les flux, nous adopterons cette deuxie Áme approche. Notre objectif e Âtant de ve Ârifier si la de Â te Â rioration de la relation cho Ã mage-emplois vacants observe Â e au niveau macroe Âconomique peut s'expliquer par un accroissement des disparite Â s ge Â ographiques et des disparite Âs entre niveaux de qualification pluto Ã t que par un accroissement ge Âne Â ralise Â des frictions, le point de de Âpart sera la relation cho Ã mage-emplois vacants caracte Ârisant chacun des segments du marche Â du travail et de Âterminant pour chacun d'eux un taux de cho Ã mage frictionnel constant, approximativement e Âgal aux taux de cho Ã mage les plus bas observe Âs au de Â but des anne Âes 1970. La courbe de Beveridge observe Âe au niveau macroe Â conomique est obtenue en calculant la somme ponde Â re Â e des courbes de

Â le Â ments me Â thodologiques E

Beveridge initiales

246

383

. On peut sous ces hypothe Áses de Â finir un indicateur de

regional mismatch », RMM) qui mesure la contribution des dispariteÂs geÂographiques au deÂplacement de la courbe de Beveridge agreÂgeÂe, et semblablement pour les qualifications («skill mismatch», SMM). disparite Â s ge Â ographiques (de Â signe Â sous le vocable «

Dans notre mode Ále comme dans tous les mode Áles de taux de cho Ã mage d'e Â quilibre, la description du processus de formation des salaires est un e Âle Âment-cle Â de l'analyse des causes du cho Ã mage. L'e Â volution des salaires re Âels, tant des moins qualifie Â s que des plus qualifie Âs, est certainement fonction de facteurs tels que pouvoir de ne Âgociation, indemnite Â s de cho Ã mage ou salaire minimum,

. .. L'eÂleÂment pour nous le plus important est ailleurs. L'analyse traditionnelle

etc

est ici complique Â e par le jeu des interactions entre bassins d'emploi et niveaux de

qualifications. Dans le contexte qui est le no Ã tre, deux aspects vont jouer un ro Ã le particulie Árement important : le niveau auquel sont organise Âes les ne Â gociations salariales (degre Â de centralisation) et la de Âtermination de la hie Ârarchie des salaires (effets « d'envie » ou de report ; « wage-wage spiral »). On adoptera deux hypothe Á ses qui, bien que caricaturales, n'en sont pas moins repre Âsentatives de la re Â alite Â: 1.

les salaires sont de Âtermine Â s par ne Â gociation centralise Âe au niveau macroe Â conomique ;

2.

les salaires des moins qualifie Âs s'ajustent aux variations des salaires des plus qualifie Â s de fac Ë on a Á stabiliser leur valeur relative. Ces deux hypothe Á ses pre Â sentent l'avantage de simplifier conside Ârablement

le de Â veloppement de l'analyse et de concentrer l'attention sur les caracte Âristiques les plus marquantes. Les ne Âgociations salariales sont effectivement en Belgique largement centralise Âes. Les accords conclus entre partenaires sociaux au niveau centralise Â n'excluent bien su Â d'adaptations aux situations locaÃ r pas la possibilite les, mais celles-ci semblent a priori jouer un ro Ã le mineur. Par ailleurs, la hie Ârarchie des salaires entre travailleurs plus et moins qualifie Âs paraõÃt extraordinairement stable, en Belgique comme dans nombre de pays europe Âens. On supposera donc que le salaire des moins qualifie Âs est indexe Â sur celui des plus qualifie Âs, et que le salaire re Â el de ces derniers est indexe Â sur leur productivite Â, avec correction e Â ventuelle pour l'effet de tensions sur ce segment du marche Â du travail. Le taux de cho Ã mage d'e Â quilibre d'une zone ge Âographique donne Â e refle Á te ces comportements. Il peut e Ãtre affecte Â par des chocs d'origine macroe Âconomique ou par des chocs spe Âcifiques a Á la zone. Lorsque toutes les zones ont le me Ãme taux de cho Ã mage d'e Â quilibre, les courbes de Beveridge locales et macroe Âconomique coõÈncident. Des disparite Â s accrues de taux de cho Ã mage entre zones ge Âographiques 246

La proce Â dure utilise Â e suit Layard

Beveridge initiale.

et al.

(1991, p. 326), avec une spe Â cification diffe Â rente de la courbe de

384


et/ou niveaux de qualification de Âplacent la courbe de Beveridge agre Âge Â e sans modifier les courbes de Beveridge locales. L'accroissement des disparite Âs entre zones ge Âographiques et/ou niveaux de qualification augmente la valeur du taux de cho Ã mage et du taux d'emplois vacants qu'on observerait au niveau macroe Âconomique, me Ã me s'il y avait e Âgalite Â en termes globaux entre offre et demande de

SURE

travail. L'e Â volution de ce « taux de cho Ã mage structurel a Á l'e Â galite Â»(

) a donc

trois composantes : une composante purement frictionnelle (constante par hypothe Á se), une composante ge Âographique (mesure Â e par qualification (mesure Âe par

SMM

).

RMM

) et une composante de

Les principales implications de ce cadre d'analyse peuvent e Ãtre re Âsume Â es comme suit : 1.

une re Â duction globale de la demande de travail ou une augmentation du cou Âe supe Â rieure a Á sa productivite Â moyenne Ã t de la main-d'úuvre qualifie diminue dans les me Ãmes proportions l'emploi des travailleurs plus et moins qualifie Â s, et provoque une hausse ge Âne Â ralise Â e des taux de cho Ã mage dans tous les bassins d'emploi ;

2.

un progre Ás technique biaise Â ou un accroissement des exigences salariales tels que le cou Âs augmentant plus vite Ã t relatif des travailleurs moins qualifie que leur productivite Â relative provoque dans toutes les bassins d'emploi une re Â duction de l'emploi des deux types de main-d'úuvre ; l'effet sur l'emploi des moins qualifie Â s est ne Â anmoins nettement plus important (

3.

1SMM > 0) ;

a Á demande globale et salaires inchange Âs, une dispersion plus grande entre bassins d'emploi provoque une hausse du taux de cho Ã mage moyen, tant pour les travailleurs qualifie Âs que les peu qualifie Âs (

4.

1RMM > 0) ;

ceteris paribus, une augmentation de la proportion de travailleurs qualifie Âs permet un accroissement ge Âne Â ralise Â de l'emploi, ainsi qu'une re Âduction du taux de cho Ã mage agre Âge Â via sa composante moins qualifie Âe (

1SMM < 0).

Les chocs effectivement observe Âs peuvent bien su Ã tre une combinaison Ãr e des cas polaires envisage Âs ci-dessus. Un choc peut par exemple affecter toutes les bassins d'emploi simultane Âment, mais de fac Ëon diffe Â rencie Â e, par exemple parce que les bassins d'emploi ont des structures industrielles diffe Ârentes. Soulignons enfin que l'effet d'un progre Ás technique biaise Â de Â pend crucialement du mode de de Â termination des salaires. Un progre Ás technique biaise Â peut augmenter le taux de cho Ã mage des moins qualifie Âs

et

celui des plus qualifie Âs. Mais on peut aussi avoir

une situation ou Ã mage ou encore une augmention Á il n'existe aucun effet sur le cho du cho Ã mage des moins qualifie Âs avec une re Â duction de celui des plus qualifie Âs.

Analyse empirique

385

3. ANALYSE EMPIRIQUE En nous basant sur les e Âle Â ments me Â thodologiques pre Â ce Â dents, notre objectif est d'interpre Â ter l'e Â volution observe Â e des taux de cho Ã mage par bassin d'emploi et niveau de qualification, et sur cette base proposer une interpre Âtation de la diffe Ârence observe Â e entre Flandre et Wallonie. La pe Âriode conside Â re Â e va de 1963 a Á 1992. Les « bassins d'emploi » sont de Âfinis par le ou les arrondissements couverts par les diffe Â rents bureaux re Âgionaux de l'Office National de l'emploi (ONEm ; 9 bureaux en Wallonie, 16 en Flandre). La de Âfinition des niveaux de qualification est base Â e sur le niveau de scolarite Â ; la cate Â gorie des moins qualifie Âs regroupe les travailleurs ayant au mieux un diplo Ã me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. La construction des variables utilise Âes et les sources statistiques utilise Âes sont pre Â cise Â es en annexe.

24%

Wallonie u

20% 16%

SURE

12% 8%

u-SURE

4% 0% 1960 24%

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

Flandre

20% 16% u

12% 8%

u-SURE SURE

4% 0% 1960

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

Figure 19.2 Taux de choÃmage observeÂ et taux de choÃmage structurel (en % de la population assureÂe contre le choÃmage), Wallonie et Flandre, 1963-1992

386


La figure 19.2 compare l'e Âvolution du taux de cho Ã mage moyen observe Â en Wallonie et en Flandre a Á la valeur calcule Âe du « taux de cho Ã mage structurel a Á l'e Â galite Â» (

c

SURE

). Cette figure sugge Áre les commentaires suivants :

de 1963 a Á 1970, Wallonie et Flandre ont des taux de cho Ã mage observe Âs et structurels assez semblables, le Â ge Á rement supe Â rieur en Wallonie

SUREw

(

1,67 %,

SUREf

1,05 %) ; l'e Âcart entre taux de cho Ã mage

observe Â et taux structurel est quasi identique : environ 2 points de pourcentage ;

c

de 1971 a Á 1983-84, taux de cho Ã mage observe Â s et structurels augmentent de fac Ë on continue dans les deux re Âgions ; la hausse est sensiblement la me Ã me des deux co Ã te Â s de la frontie Á re linguistique, un peu plus e Âleve Â e en

1u 16,65 points, 1SURE 6,65 points ; la figure 19.2

Wallonie :

sugge Á re e Â galement que, hors effet conjoncturel transitoire, la hausse du

taux de cho Ã mage moyen est due pour moitie Â au de Â placement de la courbe de Beveridge agre Âge Âe (

c

1SURE) ;

de 1984 a Á 1992, les e Â volutions deviennent totalement diffe Â rentes :

1SUREf ÿ2,9 points), persistance et meÃme le Â ge Á re aggravation du cho Ã mage en Wallonie (1SUREw 2,4 points). L'estimation des indicateurs RMM et SMM reproduite a Á la figure 19.3 permet de pre Â ciser les causes des variations du taux de cho Ã mage structurel de Â crites a Á la figure 19.2. L'indicateur SMM est obtenu par interpolation a Á partir des donne Â es de Â crue en Flandre (

de recensement (voir annexe). Cette figure sugge Áre les commentaires suivants :

c

Wallonie et Flandre connaissent tous deux une hausse significative et durable des proble Ámes d'inade Â quation entre qualifications offertes et demande Â es ; la hausse est toutefois bien plus forte en Wallonie

SMM

(

c

1991

5,5 % en Wallonie, 2,7 % en Flandre) ;

les disparite Â s entre bassins d'emploi, tre Ás faibles durant les anne Â es 60, augmentent de fac Ë on significative de 1970 a Á 1983, et le Â ge Á rement plus en Flandre qu'en Wallonie (

RMM

1984

3,3 % en Wallonie, 4,4 % en Flan-

dre) ; apre Á s 1983, ces disparite Â s s'amenuisent conside Â rablement en Flandre (la valeur de

RMM

en 1992 est infe Â rieure a Á celle de 1975), mais continuent

d'augmenter en Wallonie jusqu'en 1987 (

RMM

1987

5,3 % en Wallonie).

En re Â sume Â , la crise des anne Âes 73-83 affecte toutes les bassins d'emploi, mais d'ine Â gale fac Ë on ; elle touche aussi plus fortement les travailleurs les moins qualifie Â s. La reprise de la seconde moitie Â des anne Â es 80 s'accompagne en Flandre d'une stabilisation des proble Ámes de qualifications et d'une re Âsorption quasi totale des disparite Âs ge Â ographiques, alors que disparite Âs ge Â ographiques et entre qualifications continuent d'augmenter en Wallonie. Le type d'e Âvolution retrace Â par les indicateurs

RMM SMM et

correspond aux e Âvolutions observe Â es, telles qu'elles

apparaissaient dans la figure 19.1.

Â sindustrialisation et ajustement re Â gional De

8%

387

Regional Mismatch

6% 4% 2%

Wallonie

0% 1960 8%

1965

1970

Flandre 1975

1980

1985

1990

1995

Skill Mismatch

6% 4% Wallonie Flandre

2% 0% 1960

(

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

Figure 19.3 Indicateurs de l'impact des dispariteÂs entre bassins d'emploi

regional mismatch

, RMM) et entre niveaux de qualifications (

skill mismatch

, SMM)

4. DEÂSINDUSTRIALISATION ET AJUSTEMENT REÂGIONAL Reste a Á comprendre les raisons de cette diffe Ârence entre Wallonie et Flandre. Le sce Â nario le plus plausible semble le suivant. Au-dela Á de ses aspects purement conjoncturels aggrave Âs par deux chocs pe Âtroliers et les politiques de de Âsinflation, la crise qui commence en 1973 coõÈncide avec l'e Âmergence de deux e Âvolutions irre Â versibles : le de Âclin des zones de vieille industrialisation et le de Âveloppement des technologies nouvelles. Ces deux e Âvolutions ont probablement en commun un effet ne Â gatif sur la demande de main-d'úuvre moins qualifie Âe (

cf.

par exemple

Goux-Maurin (1998) pour l'effet de la de Âsindustrialisation, Machin-Van Reenen (1998) pour l'effet des technologies nouvelles). En 1973, les zones de vieille industrialisation sont concentre Âes en quelques bassins d'emplois, particulie Árement en Wallonie. Les deux effets, de Âsindustrialisation et technologies nouvelles, s'y

388


conjuguent pour provoquer une hausse forte et durable des disparite Âs ge Â ographiques et des disparite Â s entre qualifications. En Flandre, une fois passe Â l'effet des chocs pe Âtroliers et des politiques de de Âsinflation qui semblent avoir affecte Â de fac Ë on asyme Âtrique les diffe Ârents bassins d'emplois, subsiste un proble Áme de qualification dont l'ampleur reste toutefois mode Âre Â e, de l'ordre de 2 a Á 3 %. Ce sce Â nario met en avant le ro Ã le de la structure industrielle initiale et souligne combien les aspects macroe Âconomiques, sectoriels et ge Âographiques sont interde Â pendants. Les aspects dynamiques des processus d'ajustement re Âgional suite a Á des chocs asyme Âtriques restent a Á analyser. Me Ã me si le choc de la de Â sindustrialisation a frappe Â plus fortement et plus spe Âcifiquement certaines re Â gions de Wallonie, et me Ãme si un tel choc a par nature des effets durables, les raisons pour lesquelles il a provoque Â des proble Ámes structurels croissants

RMM SMM

(

et

continuent d'augmenter jusqu'en 1992) et un enlisement dans

le cho Ã mage restent peu comprises. On se bornera ici a Á mentionner quelques e Â le Â ments d'une telle analyse. 1.

Le premier me Âcanisme d'ajustement susceptible de compenser les effets d'un choc asyme Âtrique passe par les cou Ã ts relatifs de la main-d'úuvre (diffe Ârenciation entre re Âgions et qualifications). Le mode de formation des salaires en Belgique ne favorise pas ce type d'ajustement ( the Á ses I et II).

2.

cf.

hypo-

Le second me Â canisme d'ajustement passe par l'investissement en capital physique et en capital humain. L'un et l'autre ont fait de Âfaut en Wallonie. Les anne Â es 80-90 ont e Âte Â marque Â es par la faiblesse des de Âpenses en biens d'investissement (CREW-IRES,1998). La figure 19.4 illustre la faiblesse de l'investissement en capital humain. Le premier panneau de la figure retrace l'e Âvolution de la proportion

de travailleurs qualifieÂs dans la popu-

lation active totale. De 1971 a Á 1991, l'e Âcart entre Wallonie et Flandre va croissant. Le deuxie Á me panneau montre le lien entre taux de cho Ã mage et la proportion de travailleurs qualifie Âs dans la population active observe Â en 1991 sur l'ensemble des provinces wallonnes (W) et flamandes (F). La figure sugge Á re une relation ne Âgative. C'est en Hainaut, ou Ã mage est le Á le taux de cho plus e Â leve Â , que la proportion de qualifie Â s est la plus faible. Il faut souligner que l'e Â volution de la proportion de qualifie Âs est probablement elle-me Ã me fonction du cho Ã mage : le Luxembourg comme les Flandres ame Âliorent leur position, alors que celle du Hainaut et de Lie Áge se de Â te Â riore. En d'autres termes, l'e Âvolution des stocks de capital physique et humain semble avoir contribue Â a Á accroõÃtre les disparite Â s pluto Ã t qu'a Á les re Â duire. 3.

La mobilite Â de la main-d'úuvre permet d'atte Ânuer les diffe Â rences de taux de cho Ã mage entre re Âgions. Ce me Âcanisme d'ajustement apparaõÃt important Â tats-Unis, beaucoup moins en Europe. La figure 19.5, panneau en aux E haut, fait ne Â anmoins apparaõÃtre a Á l'e Â chelle des provinces belges une relation

Â sindustrialisation et ajustement re Â gional De

60%

389

% travailleurs qualifiés

50% Flandre 40% Wallonie

30%

20% 1970

62%

1975

1980

1985

1990

% travailleurs qualifiés Br. fl. (F) Br. wl. (W)

58%

Anv. (F)

54% Fl. oc. (F) 50%

46% 4%

Lim. (F)

Fl. or. (W) Lux. (W)

Na. (W) Liè. (W) Ht. (W)

8%

12%

16%

20%

u=taux de chômage

Figure 19.4 EÂvolution de la proportion de travailleurs qualifieÂs dans la population active au cours du

temps (panneau en haut) et en coupe instantaneÂe en fonction du taux de choÃmage (panneau en bas ; provinces wallonnes -W- et flamandes -F- en 1991)

ne Â gative entre taux de cho Ã mage

u

et e Â volution (en %) de la population

active re Âsidente corrige Âe pour les flux de navetteurs (population active re Â sidente + flux net entrant), ce qui sugge Áre l'existence d'une certaine mobilite Â a Á long terme. La population active (corrige Âe) de Â croõÃt a Á Lie Á ge et en Hainaut, probablement au be Âne Â fice des autres provinces. Cette mobilite Â, dans la mesure ou Âs, pourÁ elle concernerait principalement les plus qualifie rait contribuer a Á expliquer la mauvaise performance relative de ces deux provinces en termes d'e Âvolution de la proportion de travailleurs qualifie Âs. 4.

La figure 19.5, panneau en bas, montre e Âgalement l'existence d'un lien ne Â gatif entre taux de cho Ã mage et le taux de participation (effet de de Âcouragement, pre Â -pensions, etc.).

390


% travailleurs qualifiés 50% Lim. (F) 40% 30% Fl. oc. (F)

20%

Brab. (F+W) Anv. (F)

Na. (W)

10% Fl. or. (F)

Lux. (W)

0%

Liè. (W)

Ht. (W)

u =t a u x d e c h ô m a g e

–10% 4%

66%

8%

12%

16%

20%

variation de la population active Fl. or. (F)

64% 62%

Fl. oc. (F)

Anv. (F)

Lux. (W) Brab. (F+W)

Lim. (F) Na. (W) Liè. (W)

60% Ht. (W) 58% 4%

8%

12%

16%

20%

u =t a u x d e c hô m a g e 24%

Figure 19.5 MobiliteÂ (variation en % de la population active corrigeÂe pour les navetteurs (panneau en haut) et taux de participation (panneau en bas) en fonction du taux de choÃmage en 1991

5. CONCLUSIONS L'analyse pre Â sente Â e ne permet pas de « prouver » que tel facteur ou tel autre soit responsable de l'e Â volution observe Â e du cho Ã mage, en particulier du contraste Á de Wallonie-Flandre. A Â faut de preuve, le cadre the Âorique utilise Â offre une grille de lecture et permet de proposer une interpre Âtation cohe Â rente et plausible des faits observe Â s. Sa particularite Â est la prise en compte explicite et simultane Âe des dimensions spatiale et de qualification, lesquelles recoupent en partie la dimension sectorielle. On a souligne Â dans ce contexte l'importance d'une repre Âsentation approprie Â e des frictions (courbe de Beveridge) et du mode de formation des salaires.

Conclusions

391

L'analyse fait apparaõÃtre en Wallonie un accroissement continu des disparite Â s de situation entre bassins d'emplois et entre niveaux de qualification qui peut s'expliquer par le de Âclin des vieilles industries et le de Âveloppement des technologies nouvelles. Les disparite Âs ainsi cre Âe Â es sont d'autant plus importantes que les cou Âgalement avoir e Âte Â ampliÃ ts du travail s'adaptent peu ; elles semblent e fie Â es par la faiblesse de l'investissement en capital physique et en capital humain. Le cadre d'analyse utilise Â a l'avantage par rapport aux mode Âlisations plus traditionnelles d'offrir une meilleure prise en compte des interactions entre aspects macroe Â conomiques, ge Â ographiques et sectoriels. Il reste a Á enrichir pour inte Â grer de fac Ë on plus comple Á te les aspects dynamiques (mobilite Â, investissement en capital physique et humain) lie Âs a Á l'ajustement re Âgional et, dans ce contexte, fournir un meilleur outil d'e Âvaluation des politiques e Âconomiques.

392


ANNEXE 19.1 Â finitions et sources statistiques De

±

population active : population assure Âe contre le cho Ã mage, base INAMI (Institut national d'assurance maladie-invalidite Â), personnel des services publics et de l'enseignement exclus ; source : ONEm (Office National de l'Emploi), a Á partir des localisations ge Âographiques des individus ;

±

cho Ã mage : nombre de cho Ã meurs complets indemnise Âs, ventile Â s selon le niveau de formation ; source : ONEm ;

±

taux de cho Ã mage : nombre de cho Ã meurs complets indemnise Âs rapporte Â a Á la population assure Â e contre le cho Ã mage ; taux de cho Ã mage en juin, bulletins mensuels de l'ONEm ;

±

emploi par re Âgion et qualification : recensements de 1971, 1981 et 1991 ; enque Ã tes sur la force de travail a Á partir de 1989 ;

±

emplois vacants : nombre en suspens a Á la fin du mois de juin, bureaux

±

mobilite Â ge Â ographique de la main-d'úuvre et taux de participation : recen-

re Â gionaux de l'ONEm ; sements des anne Â es 1961, 1970, 1981 et 1991, INS (Institut national de statistique). Le croisement des informations par re Âgion et niveau de qualification n'est disponible en base annuelle que depuis 1989, dans le cadre des enque Ãtes sur la force de travail. Les recensements de 1971, 1981 et 1991 constituent la seule source d'information alternative. Les valeurs de l'indicateur

SMM

obtenues a Á

partir des enque Ã tes sur la force de travail sont reproduites sur la figure 19.6 en

8%

Skill Mismatch

6% 4% Wallonie 2% 0% 1960

Flandre

1965

1970

1975

1980

1985

1990

1995

Figure 19.6 Construction de l'indicateur de « Skill Mismatch »

Â finitions et sources statistiques De

393

traits discontinus clairs. La valeur de l'indicateur (essentiellement la diffe Ârence entre taux de cho Ã mage des qualifie Â s et taux de cho Ã mage moyen) est manifestement influence Âe par la conjoncture (les variations conjoncturelles du taux de cho Ã mage semblent nettement moins prononce Âes pour les travailleurs qualifie Âs), avec un biais a Á la hausse d'environ 25 %. Les valeurs calcule Âes a Á partir des re Â sultats des recensements sont indique Âes par des e Â toiles. Les disparite Â s entre niveaux de qualification sont faibles en 1971, et connaissent une hausse prononce Â e par la suite. Les valeurs obtenues a Á partir du recensement de 1991 corroborent les valeurs obtenues a Á partir des enque Ã tes sur la force de travail. Les valeurs de 1981 sont probablement sure Âvalue Âes par la re Âcession observe Âe cette anne Âe-la Á. Nous utilisons comme valeurs de

SMM

celles obtenues par ajustement d'une

fonction quadratique sur les valeurs du recensement, apre Ás correction de la valeur de 1981 pour l'effet conjoncturel. Les valeurs de suppose Â es e Â gales a Á ze Â ro.

SMM

ante Â rieures a Á 1969-70 sont

394


REÂFEÂRENCES

Recherche relative aux facteurs explicatifs de l'eÂvolution de l'emploi en Wallonie et de la divergence interreÂgionale pour la peÂriode 1974-1995 Wallonie

CREW-IRES (1998),

, rapport final

d'une recherche effectue Âe pour le Ministe Áre de l'Emploi de la Re Âgion wallonne, juin 1998 ; synthe Á se in

, 58, 53-69.

Âqualification en cascade ou DEJEMEPPE, M., B. COCKX et B. VAN DER LINDEN (2000), « De inade Â quation des qualifications en Belgique ? », Belges de Langue Franc Ëaise, Lie Á ge, novembre. EC (1999),

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Belges de Langue Franc Ëaise. VAN

DER

LINDEN, B. (e Â d.) (1997),


, Bruxelles : De Boeck.

CHAPITRE

20 Â CAPITAL HUMAIN ET DISPARITES Â REGIONALES DE LA CROISSANCE Â Â Ele ments de comparaison

entre la Wallonie et la Flandre

247

Philippe LEDENT

IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain Christophe SALMON

Artesia BC Isabelle CASSIERS

FNRS et IRES, UniversiteÂ catholique de Louvain

247

Les auteurs remercient Vincent Vandenberghe pour ses informations et ses conseils, ainsi que Philippe

Monfort et Philippe Deville pour leurs commentaires sur une premie Áre version de cet article.

396

Â s re Â gionales de la croissance Capital humain et disparite

REÂSUMEÂ S'inscrivant dans le deÂbat sur l'origine des dispariteÂs de croissance entre la Wallonie et la Flandre, cette eÂtude poursuit deux objectifs. En premier lieu, elle apporte des eÂleÂments de comparaison reÂgionale sur l'acquisition de capital humain, qu'il s'agisse des deÂpenses d'enseignement, du nombre et de la qualiteÂ des diploÃmes, ou des deÂpenses en recherche et deÂveloppement. L'eÂtude vise ensuite aÁ situer le capital humain dans un ensemble plus vaste de facteurs susceptibles d'expliquer les dispariteÂs reÂgionales de la croissance, tels que les investissements, le marcheÂ du travail et les ressources naturelles, ou encore le roÃle exerceÂ par les pouvoirs publics.

1. INTRODUCTION Depuis plusieurs de Â cennies, le rythme de croissance de l'e Âconomie flamande est syste Âmatiquement supe Â rieur a Á celui de l'e Â conomie wallonne. De nombreuses explications a Á ce phe Â nome Á ne ont e Â te Â avance Â es, allant de l'he Â ritage de structures industrielles ine Âgales au dynamisme contraste Â des entrepreneurs et des pouvoirs publics. Quelles sont,

in fine

, les causes de ces disparite Âs ?

L'inte Â re Ã t de la question se situe a Á deux niveaux. En premier lieu, l'examen empirique des facteurs potentiels des disparite Âs interre Â gionales est susceptible d'alimenter le renouveau des re Âflexions the Â oriques sur les causes de la croissance : les the Â ories traditionnelles de la croissance sont-elles capables d'expliquer ces disparite Â s ? Alternativement, l'apport de la the Âorie de la croissance endoge Áne semble-t-il sur ce point de Âterminant ? Comment inte Âgrer les phe Â nome Á nes plus institutionnels qui peuvent influencer le dynamisme des re Âgions ? En deuxie Á me lieu, la question reve Ãt une porte Âe politique. Dans la recherche d'un nouveau souffle pour l'e Â conomie wallonne, il importe d'identifier le plus clairement possible les causes des de Âfaillances relatives de celle-ci. S'agit-il principalement de corriger ses structures, d'y stimuler les investissements, de re Âformer son marche Â du travail, d'ame Â liorer son capital humain ? Le the Á me du capital humain me Ârite une attention toute particulie Áre, a Á nouveau pour des motifs tant the Âoriques que politiques. D'une part, on connaõÃt l'importance que le renouveau des the Âories e Âconomiques accorde au capital humain, identifie Â comme un facteur cle Â de la croissance. D'autre part, la formation et l'e Â ducation apparaissent comme des points cle Âs des projets politiques aussi bien re Â gionaux qu'europe Â ens 248

248

.

Concernant la politique re Âgionale, voire notamment : Gouvernement wallon (2000). Concernant l'Europe, la

Commission europe Â enne entend faire de l'e Âducation le moteur du de Âveloppement europe Âen, la cle Â de vou Ã te de la cohe Â sion e Â conomique et culturelle de l'espace europe Âen. Romano Prodi de Âclarait il y a peu : « Je suis convaincu

Â s structurelles ou diffe Â rences de performances ? L'analyse shift-share Disparite

397

L'objectif de notre e Âtude est de rassembler des e Âle Â ments de comparaison re Â gionale sur l'acquisition de capital humain et de comple Âter ce tableau par la prise en compte d'autres facteurs susceptibles d'expliquer les disparite Âs de performance entre la Wallonie et la Flandre. Notons d'emble Âe que la fragilite Â des donne Â es recueillies exclut a Á ce stade une e Âvaluation quantitative rigoureuse de la contribution du capital humain a Á la croissance re Âgionale : il s'agit ici, plus modestement, de de Âbroussailler le terrain. L'article comporte trois sections. La premie Áre rappelle les re Âsultats d'une analyse

shift-share

selon laquelle les diffe Â rentiels de croissance entre la Flandre et

la Wallonie tiennent plus a Á des disparite Â s de performances qu'a Á des diffe Â rences structurelles. Mais quels sont effectivement les facteurs de disparite Âs qui se cachent sous ce terme global de « performance » ? On y trouve certes le capital humain, compris au sens large, et c'est a Á l'examen de ce facteur que s'attache la deuxie Á me section de l'article. Mais le capital humain intervient parmi bien d'autres facteurs de disparite Âs, aborde Â s dans une troisie Áme section : on songe aux investissements, aux ressources naturelles, a Á la disponibilite Â de main-d'úuvre, aux facteurs institutionnels.

2. DISPARITEÂS STRUCTURELLES OU DIFFEÂRENCES DE PERFORMANCES ? L'ANALYSE

SHIFT-SHARE

La supe Â riorite Â des taux de croissance flamands sur ceux de la Wallonie est un fait e Âtabli depuis plusieurs de Âcennies (tableau 20.1).

Tableau 20.1 Comparaison reÂgionale de la croissance. Taux annuels moyens (%), PIB aÁ prix constants aux couÃts des facteurs Flandre

Wallonie

Bruxelles

Royaume

1955-1965 1965-1975 1975-1985 1985-1997

4,3 5,1 2,6 2,3

2,5 3,6 1,5 1,5

4,3 2,6 0,6 1,0

3,7 4,2 2,0 1,9

1955-1997

3,5

2,2

2,1

2,9

Source :

Mignolet et Vieslet (2000), donneÂes INS et ICN.

depuis longtemps que la richesse de l'Europe re Âside non pas dans ses ressources naturelles, mais dans ses ressources humaines, en d'autres termes dans ses citoyens, dans leur conscience et dans leur e Âducation » dans Prodi (2000).

398


Tableau 20.2 Les diffeÂrentiels de croissance reÂgionaux et leur deÂcomposition DiffeÂrentiel total de croissance par rapport au royaume

Effet de structure

Effet de performance

+0,70 ±0,80

±0,10 ±0,15

+0,80 ±0,65

+0,38 ±0,38

±0,02 ±0,10

+0,40 ±0,28

1955-1985 Flandre Wallonie 1985-1997 Flandre Wallonie Source :

Mignolet et Vieslet (2000), donneÂes INS et ICN. Le poids de l'he Â ritage industriel a longtemps e Âte Â invoque Â pour justifier de

telles disparite Â s. Toutefois, l'analyse

shift-share

de Mignolet et Vieslet (2000)

semble infirmer cette croyance. Cette analyse, base Âe sur les se Â ries de valeurs ajoute Â es brutes re Âgionales et sectorielles, de Âcompose le diffe Â rentiel de croissance entre une re Â gion (Flandre, Wallonie et Bruxelles) et son re Âfe Â rentiel (le Royaume) en un effet de structure et un effet de dynamisme, appele Â e Â galement effet de performance. Le tableau 20.2 indique que le diffe Ârentiel ne Â gatif de croissance de la Wallonie ne s'explique que tre Ás partiellement par un effet de structure, tel que sa trop forte spe Â cialisation dans des branches en de Âclin. Au cours des anne Âes 195585, la diffe Â rence entre la croissance annuelle moyenne de la Wallonie et celle du royaume est de 0,80 point de pourcentage, et la part de ce chiffre attribuable a Á un effet de structure n'est que de 0,15 point, soit moins d'un cinquie Á me

ÿ0,15= ÿ 0,80 19 %). Dans les anneÂes plus reÂcentes, le diffeÂrentiel total se

(

re Â duit (±0,38) et l'effet de structure prend un peu plus d'importance relative (

ÿ0,10= ÿ 0,38 26 %) mais reste mineur. Notons que dans l'analyse shift-

share

, l'effet de performance est obtenu de manie Áre re Â siduelle, puisqu'il repre Â-

sente «

le diffeÂrentiel de croissance qu'on ne peut attribuer aÁ la structure

249

»

.

Nous insistons cependant, tout comme les auteurs, sur les limites de telles analyses. En Belgique, l'importance des flux interre Âgionaux fausse quelque peu les 250

donne Â es, de plus, l'analyse ne tient pas compte des diffe Ârences intra re Â gionales

.

La de Â composition utilise Â e dans cette e Âtude permet malgre Â tout de de Âgager des re Â sultats inte Â ressants, en montrant qu'il est plus important de se centrer sur la recherche des causes ayant entraõÃne Â une diffe Â rence de dynamisme entre la Flandre et la Wallonie. 249 250

Mignolet et Vieslet (2000) p. 36. Il faut e Â galement noter la variabilite Â des re Â sultats selon le degre Â de de Â sagre Â gation sectorielle retenu. En effet,

une de Â composition sectorielle plus importante entraõÃne une augmentation de l'effet de structure, au point qu'une de Â sagre Â gation maximale prenant toutes les entreprises comme autant de secteurs entraõÃnerait un effet de dynamisme nul.

Â s re Â gionales Le capital humain, facteur de disparite

399

Reste a Á savoir quels sont ces facteurs susceptibles d'expliquer la composante performance ou dynamisme

251

. La re Â ponse a Á cette question est complexe,

non seulement par la diversite Â de ces facteurs, mais aussi parce que les donne Âes statistiques sont limite Âes et souvent he Âte Â roge Á nes. Les sections suivantes tentent d'en de Â broussailler le terrain.

3. LE CAPITAL HUMAIN, FACTEUR DE DISPARITEÂS REÂGIONALES Parmi les facteurs potentiels d'une disparite Â de croissance re Âgionale, l'ame Âlioration du stock de capital technologique et humain me Ârite une attention particulie Á re. La possibilite Â d'un rele Á vement du rythme de croissance par les externalite Â s positives lie Âes a Á l'accumulation de capital immate Âriel est bien mise en lumie Á re par la the Â orie de la croissance endoge Áne

252.

Le capital humain peut se de Âfinir comme la somme des connaissances et autres compe Â tences acquises gra Ãce a Á l'e Â ducation et a Á la formation. Dans cette section, nous entendons la formation de capital humain au sens large, c'est-a Á-dire incluant les de Âpenses de recherche et de Âveloppement (R&D) qui lui sont comple Âmentaires. En effet, la R&D concerne presque toujours le capital technologique et le capital humain simultane Â ment. Nous les traiterons ne Âanmoins se Âpare Â ment.

3.1 L'eÂducation et le niveau des diploÃmes Nous explorerons dans ce paragraphe successivement le financement, le stock, les flux et la de Â pre Â ciation du capital humain sous forme d'e Âducation. Depuis la re Â forme institutionnelle de 1988, les Re Âgions et les Communaute Â s disposent de compe Â tences et de moyens leur permettant de de Âvelopper leur 253

politique de fac Ëon autonome

. Le tableau 20.3 compare les de Âpenses par habi-

tant consacre Âes aux diffe Ârents niveaux d'enseignement par les Communaute Âs franc Ë aise et flamande ( 251

100) pour

l'anne Â e 1997. Il faut noter que nous

Mignolet et Vieslet y voient « a Á la fois la capacite Â des entreprises locales a Á ge Â rer des activite Â s nouvelles au sein

de la re Âgion et l'aptitude de la re Âgion a Á attirer des activite Â s initie Â es par des entrepreneurs extra-re Â gionaux, notamment e Â trangers. Cette aptitude de Âpend de divers facteurs, spe Âcifiques a Á la re Â gion, tels que les dotations en ressources naturelles, la proximite Â d'un centre de croissance, l'infrastructure existante, la politique re Âgionale mise en úuvre, le cou Â de la main-d'úuvre qualifie Âe, le climat, etc. » Mignolet et Vieslet (2000) Ã t et la disponibilite p. 36. 252 253

Voir notamment R.J. Barro et X. Sala-I-Martin (1995) ou le re Âsume Â propose Â par P.Ralle (1996). L'enseignement francophone belge est finance Â par la Communaute Â franc Ë aise, dont les compe Â tences s'e Âten-

dent, en la matie Á re, a Á la re Â gion de langue franc Ë aise (c'est-a Á -dire la Re Â gion wallonne moins la re Âgion de langue allemande), et aux institutions unilingues francophones de la Re Âgion de Bruxelles-Capitale.

400


Tableau 20.3 Rapport Wallonie/Flandre des diffeÂrentes deÂpenses d'enseignement par habitant Total Fondamental enseignement 105 Source :

110

Secondaire 105

SupeÂrieur non Universitaire universitaire 85,4

Recherche scientifique

120

85,4

PSC (1997).

conside Â rons e Âgalement le chiffre du poste « Recherche Scientifique » car elle peut entrer dans le cadre de l'enseignement. Les de Â penses par habitant affecte Âes a Á l'enseignement secondaire sont assez proches dans les deux Communaute Âs. Par contre, pour les autres niveaux d'enseignement, les diffe Ârences sont plus importantes. Alors qu'en Wallonie, les de Âpenses par habitant sont plus importantes dans l'enseignement fondamental et universitaire, elles sont particulie Árement infe Â rieures dans l'enseignement supe Ârieur non universitaire, ainsi que dans la recherche scientifique

254

. Les diffe Â rences dans

l'enseignement universitaire et supe Ârieur non universitaire peuvent s'expliquer par le fait que, de tradition, la Flandre compte proportionnellement plus d'e Âtudiants fre Â quentant l'enseignement supe Ârieur non universitaire et moins d'e Âtudiants suivant l'enseignement universitaire et par le mode de financement des e Â tablissements

255

. Par contre, le de Â ficit de la Wallonie dans le domaine de la

recherche scientifique traduit le manque d'investissements dans la recherche au sein de cette partie du pays. Au niveau de l'enseignement global, les de Âpenses par habitant restent proches dans les deux entite Âs, malgre Â un faible avantage a Á la Wallonie

256

. Ainsi,

en termes de ressources publiques (alimente Âes par l'impo Ã t principalement), l'enseignement en Communaute Â franc Ë aise ne rec Ë oit certainement pas moins de moyens (en terme relatif) par rapport a Á l'enseignement en Communaute Â flamande (Bisciari, 1998). L'analyse des diplo Ã mes obtenus par la population re Âve Á le e Â galement des disparite Â s re Â gionales. Le tableau 20.4 pre Âsente les pourcentages des diffe Ârents niveaux de diplo Ã me pour la Flandre et la Wallonie, ainsi qu'un rapport comparant les deux entite Â s. Un rapport supe Ârieur a Á l'unite Â signifie que la Wallonie comporte une plus grande proportion de diplo Ã me Â s de la cate Â gorie concerne Â e. 254

Si l'on raisonne non plus en terme de de Âpenses par habitant, mais en terme de part de budget, les rapports ont

tendance a Á se rapprocher de la valeur pivot, a Á l'exception notable de l'enseignement supe Ârieur non universitaire et de la recherche scientifique, dont les rapports Wallonie/Flandre diminuent respectivement a Á 77 et 78 (PSC 1997). 255 256

Le financement se fait en effet en fonction du nombre d'e Âtudiants. Avantage qui s'inverse si l'on raisonne en terme de part de budget. De plus, nous ne prenons en compte que les

de Â penses a Á charge des Re Â gions et des Communaute Âs. Cela signifie dans le domaine de l'enseignement que nous n'inte Â grons que les subsides en provenance des Communaute Âs. Or, les provinces et les communes peuvent ajouter des ressources publiques a Á l'enseignement officiel subventionne Â.


401

Tableau 20.4 EÂvolution reÂgionale du pourcentage de diploÃmeÂs des diffeÂrents niveaux d'instruction 1970 1981 1991 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 Univer- Wallonie (1) 2,1 sitaire Flandre (2) 1,9

3,2 2,9

4,8 4,9

SupeÂrieur non universitaire

Wallonie (1) 4,8 Flandre (2) 4,6

6,2 6,7

9,2 10,4 10,6 10,8 11,4 11,1 11,9 12,6 13 10,1 10,3 10,9 11,9 12,2 12,6 13,4 13,3 13,4

Wallonie (1) 7,2 Flandre (2) 7,9

12,6 20,4 21 22,4 22,4 23,1 25,0 25,6 26,2 27,6 15,3 23 23,3 25,8 26,8 27,8 28,3 29,4 29,5 30,6

Secondaire supeÂrieur Secondaire infeÂrieur

4,2 4,1

4,1 4,1

4,4 4,5

4,9 4,4

4,7 4,8

5,6 4,5

6,2 4,9

5,5 5,3

Rapport (1)/(2)

1,105 1,103 0,980 1,024 1,000 0,978 1,114 0,979 1,244 1,265 1,038

Rapport (1)/(2)

1,043 0,925 0,911 1,010 0,972 0,908 0,934 0,881 0,888 0,947 0,970

Rapport (1)/(2)

0,911 0,824 0,887 0,901 0,868 0,836 0,831 0,883 0,871 0,888 0,902

Rapport (1)/(2)

1,063 1,083 1,329 1,014 1,152 1,166 1,186 1,268 1,263 1,274 1,141

Rapport (1)/(2)

0,990 1,024 0,970 1,048 0,994 1,047 1,016 0,962 0,949 0,896 0,996

Wallonie (1) 13,4 22,2 20,2 29,4 29,6 28,8 28,7 28,9 27,4 27,4 26,7 Flandre (2) 12,6 20,5 15,2 29 25,7 24,7 24,2 22,8 21,7 21,5 23,4

Primaire, sans diploÃme ou inconnu

Wallonie (1) 72,5 55,9 45,4 35 33,3 33,6 31,9 30,3 29,5 27,6 27,2 Flandre (2) 73,2 54,6 46,8 33,4 33,5 32,1 31,4 31,5 31,1 30,8 27,3

Total

Wallonie (1) 100 Flandre (2) 100

Rapport (1)/(2)

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

100 100

1

Pour la premieÁre partie du tableau, (1970,1981,1991), les chiffres proviennent des recensements de la population (INS), tableau 19 en 1971 et 00.22 A en 1981 et 1991, intituleÂs « Population de 14 ans et plus, ne suivant plus d'enseignement de plein exercice, par sexe et niveau d'instruction » (18 ans pour le recensement de 1991). La seconde partie du tableau provient de l'enqueÃte sur les forces de travail (INS 1998), tableau 1.4.3 et 1.4.4 intituleÂs « Population de 14 ans et plus (15 ans aÁ partir de 1992) selon le diploÃme d'enseignement obtenu ».

Source :

Les rapports Wallonie/Flandre pour l'anne Âe 1998 montrent que la Wallonie connaõÃt un de Â ficit de diplo Ã me Â s de l'enseignement supe Ârieur non universitaire et de l'enseignement secondaire supe Ârieur, alors qu'elle connaõÃt un trop grand nombre de peu diplo Ã me Â s sous la forme d'un diplo Ã me de secondaire infe Ârieur. L'analyse de Â taille Â e sur l'ensemble de la pe Âriode conside Â re Â e montre que l'e Â volution du pourcentage de diplo Ã me Â s de l'enseignement universitaire (e Âvolution croissante) et de l'enseignement primaire et non diplo Ã me Â s (e Â volution de Â croissante) est sans cesse tre Ás similaire en Flandre et en Wallonie. Par contre, les e Â volutions au sein des autres types d'enseignements sont assez diffe Ârentes.

402


L'e Â volution du pourcentage de diplo Ã me Â s de l'enseignement supe Ârieur non universitaire et de l'enseignement secondaire supe Ârieur est croissante en Flandre et en Wallonie. Mais le pourcentage est presque constamment plus e Âleve Â en Flandre. L'e Â volution du pourcentage de diplo Ã me Â s de l'enseignement secondaire infe Ârieur au contraire est croissante jusqu'en 1981 et ensuite tendanciellement de Âcroissante dans les deux re Âgions, mais ceci n'empe Ãche cependant pas le maintien d'une surrepre Â sentation de tels diplo Ã me Â s en Wallonie. L'explication re Â side peut-e Ã tre dans la participation diffe Ârente, en Flandre et en Wallonie, dans les diffe Ârents types d'enseignement secondaire, a Á savoir l'enseignement re Â nove Â et l'enseignement traditionnel. Cette re Âflexion peut s'e Âtendre a Á l'ensemble de l'enseignement, et l'on pourrait se demander si, dans l'enseignement, la production de capital humain ne serait pas fonction du syste Áme e Â ducatif lui-me Ã me. De me Ã me, il faudrait encore s'interroger sur la qualite Â des diplo Ã mes produits par ces syste Ámes

257

.

Les chiffres pre Âce Â dents montrent un stock de capital humain a Á un moment de Â termine Â . Ce stock reprend des individus de diffe Ârentes classes d'a Ãge. Cependant, les donne Â es portant sur les flux de capital humain manquent, si bien qu'il est uniquement possible de reconstituer des tendances ge Âne Â rales, a Á partir du stock de capital humain actuel. Si l'on s'inte Âresse a Á l'e Â volution du niveau de diplo Ã me de la classe d'a Ã ge des 25-30 ans

258

, et ce depuis 1955

259

, nous pouvons reconstruire

l'e Â volution de la production de capital humain de la Flandre et la Wallonie. Que peut-on de Â duire des tendances ainsi ge Âne Â re Â es ? Conforme Â ment aux chiffres pre Â ce Â dents, le nombre d'individus disposant d'un diplo Ã me infe Â rieur (primaire ou secondaire infe Ârieur) au sein de la classe des 25-30 ans diminue au cours du temps dans les deux re Âgions. Mais il faut noter que la diminution est plus sensible en Flandre, si bien qu'au de Âbut des anne Âes 80, la situation flamande devient plus enviable qu'en Wallonie. Les me Ãmes caracte Â ristiques sont observe Âes au sein des deux autres niveaux d'e Âtudes (secondaire supe Â rieur et diplo Ã me supe Ârieur), mais les e Âvolutions vont en sens inverse. Le nombre d'individus disposant d'un diplo Ã me moyen ou supe Â rieur au sein de la classe des 25-30 ans augmente dans les deux re Âgions. De plus, au de Â but des anne Â es 80, les flamands de Â passent leurs homologues wallons. Il y a donc eu, semble-t-il, des disparite Âs dans la production de capital humain des syste Ámes e Â ducatifs flamand et wallon ayant conduit la Flandre a Á passer d'une situation de Âfavorable au milieu des anne Âes 50 a Á une situation favorable depuis le milieu des anne Âes 80. 257 258

Ces points ne sont cependant pas aborde Âs dans cet article. Le choix de cette classe n'est pas de Ânue Â de sens. En effet, les 25-30 ans repre Âsentent les « nouveaux

diplo Ã me Â s », ou en d'autres termes, la population susceptible d'avoir termine Â son cursus d'e Âtude peu de temps avant l'anne Â e de re Âfe Â rence. 259

Le lecteur inte Â resse Â par la me Â thode utilise Â e et le de Â tail des re Âsultats peut se re Âfe Â rer a Á Ledent Ph., Salmon Ch. et

Cassiers I. (2000).


Enfin, un bref regard sur le marche Â du travail

260

403

peut renseigner sur la

possible de Â pre Â ciation du capital humain en Flandre et en Wallonie. En effet, si l'on prend comme hypothe Áse que le capital humain, au me Ãme titre que tout autre capital, se de Â pre Â cie s'il n'est pas renouvele Â voir entretenu, la dure Â e d'inactivite Â des individus au cho Ã mage sera un indicateur de la de Âpre Â ciation du capital humain. Or, la part des cho Ã meurs de longue dure Âe (deux ans et plus) est bien plus importante en Wallonie qu'en Flandre (55 % au lieu de 44 %, ONEm, 1999), ce qui peut se traduire par une plus grande de Âpre Âciation du capital humain des demandeurs d'emploi en Wallonie. Encore faudrait-il ve Ârifier que ces individus ne suivent aucune formation qualifiante lors de leur inoccupation. Un proble Áme me Â thodologique se pose alors car il est difficile de distinguer au sein des cho Ã meurs les individus suivant les formations offertes, et il n'est pas e Âtabli que les cho Ã meurs de longue dure Â e suivent davantage de formations. Les paragraphes pre Âce Â dents ont mis en lumie Áre quelques diffe Ârences entre la Flandre et la Wallonie au niveau de l'e Âducation. Le financement de l'enseignement se concentre sur des niveaux diffe Ârents. De plus, la Wallonie se caracte Â rise par un de Â ficit notable de diplo Ã me Â s de l'enseignement supe Ârieur non universitaire et secondaire supe Ârieur, alors qu'une proportion trop grande de Wallons ne disposent que d'un diplo Ã me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. Ces caracte Â ristiques ne sont pas sans conse Âquence. En effet, les travaux de Keep et Mayhew (1999)

261

montrent que si la demande de travail s'est oriente Âe vers des individus

plus qualifie Â s, il ne s'agit pas ne Â cessairement des individus les plus qualifie Âs. La ne Â cessite Â de personnes capables d'exe Âcuter certaines taches pre Âcises, motive Â es et s'inte Â grant facilement dans une e Âquipe correspond davantage a Á la re Â partition de diplo Ã me Â s flamands. Enfin, la grande proportion de cho Ã meurs de longue dure Âe s'ave Á re pre Â occupante en Wallonie au niveau de la de Âpre Â ciation du capital humain d'individus souvent de Âja Á peu diplo Ã me Â s.

3.2 La Recherche et DeÂveloppement (R&D) Depuis vingt ans, les chocs pe Âtroliers et les nouvelles techniques de production et d'utilisation de l'e Ânergie qui en sont ne Â es, les re Â volutions de l'e Âlectronique, le flux continu de nouveaux mate Âriaux, l'e Â mergence des biotechnologies, modifient en permanence l'environnement des entreprises. Pour re Âpondre aux mutations rapides des aspirations et besoins des consommateurs, il faut innover continuellement par le lancement de nouveaux produits. C'est pourquoi, un des facteurs essentiels de performance et de dynamisme d'une re Âgion sera sa capacite Â a Á innover ou a Á susciter l'innovation de ses entreprises. L'analyse doit 260 261

Dont il sera encore fait mention par la suite. Repris dans Beine et Docquier (2000) p. 358.

404


donc distinguer le financement public de la R&D et le financement prive Â, e Âmanant des entreprises. En Belgique, la R&D est finance Âe a Á concurrence de 70 % par le secteur prive Â et 30 % par les pouvoirs publics.

3.2.1

Financement priveÂ En ce qui concerne l'affectation des de Âpenses prive Â es en R&D en Flandre et

en Wallonie

262

, la recherche est premie Á rement concentre Â e dans les grandes entre-

prises. C'est ainsi que deux tiers des de Âpenses globales de recherche et de Âveloppement sont situe Â es dans les entreprises occupant plus de 2500 personnes. Ensuite, ge Â ographiquement, la recherche est polarise Âe en Flandre. En 1985, 65 % des de Â penses e Â taient localise Âes en Flandre, contre 18 % en Wallonie et 17 % a Á Bruxelles, alors que la Belgique dans son ensemble se situe en dec Ëa Á d'autres pays (Les de Â penses de R&D repre Âsentent 1,04 % du PIB en Belgique, contre 2,04 % aux USA et 2,06 % au Japon

263

). En 1991, d'autres travaux

264

ont

montre Â qu'en Belgique, pre Ás de 60 % des investissements en R&D des entreprises sont concentre Â s dans le triangle Bruxelles-Anvers-Gand

265

. La Wallonie contri-

bue pour 20,5 % de ces investissements seulement. Ces re Âsultats sont le prolongement d'une e Âtude des Communaute Â s Europe Â ennes

266

rendant compte de Âja Á en

1987 de la situation des re Âgions europe Â ennes en matie Á re d'e Â volution technologique. Cette e Âtude identifia trois types de re Âgions : re Â gions a Á dominantes rurales, re Â gions me Â tropolitaines et re Âgions de reconversion industrielle dont la Wallonie fait partie au me Ãme titre que le Nord-Pas-de-Calais ou le Pays Basque. Ces re Âgions sont caracte Â rise Â es par une capacite Â d'investissement dans la Recherche et De Âveloppement Technologique globalement infe Ârieure a Á la moyenne communautaire. Plusieurs de ces dernie Áres re Âgions, dont la Wallonie, pre Âsentent paradoxalement un niveau de capital humain sous forme de diplo Ã me Â s universitaires important, par contre, elles sont incapables de mettre en úuvre ce capital humain qui bien souvent s'envole vers d'autres horizons. Ceci montre bien la comple Âmentarite Â existant entre le capital technologique sous forme de R&D et le capital humain. La performance d'une re Âgion sera donc de Âtermine Âe e Â galement par sa capacite Â a Á stimuler les entreprises investissant en R&D et utilisant par la Á-me Ã me le stock de capital humain. 262

Base Â sur une se Â rie d'enque Ã tes re Âalise Â es tous les deux ans aupre Ás des entreprises par le Service de Programma-

tion de la Politique scientifique. Le pourcentage d'entreprises re Âpondant a Á l'enque Ã te est e Â leve Â et l'on peut estimer que 80 a Á 90 % du total de l'effort de recherche des entreprises est couvert par l'e Âtude. 263 264 265

Eyskens M. (2000). M. Que Â vit, J. Houard

et al.

(1991).

D'autres sources plus re Âcentes indiquent que la situation n'a pas fondamentalement change Â au cours des

anne Â es 90. Voir a Á ce sujet notamment Capron et Cincera (1999) repris dans Beine et Docquier (2000) p. 398, et Eyskens (2000). 266

Commission des Communaute Âs europe Â ennes (1987), e Âtude STRIDE, reprise par Que Â vit, Houard

et al.

(1991).

Â s re Â gionales D'autres facteurs d'explication des disparite

3.2.2

405

Financement public L'effort des autorite Âs re Â gionales en matie Áre de stimulation de R&D se

mesure en premie Á re approche par les moyens octroye Âs par les pouvoirs re Âgionaux et communautaires a Á la recherche. Deux postes inte Âressent la R&D : les de Âpenses Â nergie-technologie » qui comprend les programmes d'uticonsacre Â es au poste « E lisation rationnelle de l'e Ânergie et la stimulation de la R&D et la recherche scientifique (surtout de type fondamentale) de Âja Á cite Âe. Dans les deux domaines, la Wallonie consacre moins de moyens que la Flandre (PSC, 1997). En effet, le rapport exprimant la part du budget de la Wallonie par rapport a Á celle de la Flandre

100) est de 71 pour le poste « EÂnergie-Technologie » et de 78 pour la recherche

(

scientifique. En prenant comme moyen de comparaison les de Âpenses par habitant, les rapports sont de respectivement 77,9 et 85,4. Dans tous les cas, il faut conclure a Á un manque de financement public de la R&D en Wallonie. Cette conclusion peut e Ã tre, comme en a atteste Â le paragraphe pre Âce Â dent, e Âlargie au financement prive Â de la R&D. Ayant parcouru les disparite Âs possibles en matie Áre de capital humain entre la Flandre et la Wallonie, la recherche de sources de dynamisme re Âgional n'en est pour autant pas termine Âe. Il faut en effet s'interroger sur d'autres causes, plus traditionnelles, ayant entraõÃne Â une croissance plus importante au Nord du pays.

4. D'AUTRES FACTEURS D'EXPLICATION DES DISPARITEÂS REÂGIONALES

Les diffe Â rences de croissance re Âgionale attribuables a Á des « effets de performance » Ð par contraste aux effets de structure Ð ne peuvent de toute e Âvidence pas e Ã tre toutes lie Âes a Á des divergences de comportement en matie Áre de Á de capital humain. A Â faut de pouvoir e Âvaluer quantitativement la place qu'occupe le facteur « capital humain » dans l'ensemble des facteurs dits de « performance », il semble utile de recueillir et d'ordonner les informations disponibles sur ces autres facteurs. On en distinguera quatre : l'investissement, les ressources naturelles, le facteur travail et le ro Ã le des pouvoirs publics.

4.1 L'investissement La the Â orie e Â conomique insiste traditionnellement sur le ro Ã le moteur des investissements dans la croissance. Une e Âtude de F. Bismans (1998) souligne l'importance de ce facteur dans la croissance de dix pays europe Âens durant les anne Â es soixante. Son e Âtude e Â conome Â trique en panels permet de de Âgager une relation de court terme entre les investissements et la croissance. Le parame Átre

406


Tableau 20.5 Position relative de la Wallonie, Flandre = 100, 1971-1999 Investissement

Population

Invest. par hab.

1971-1980 1981-1990 1991-1999

47 34 32

58 57 56

81 60 57

1971-1999

35

57

61

Sources :

anneÂes).

Pour les investissements, SES ; pour la population, Annuaire de statistiques reÂgionales (diverses

des investissements est positif et hautement significatif, alors que la variable inde Â pendante (constante spe Âcifique a Á chaque pays) diffe Áre significativement d'un pays a Á l'autre. La Belgique pre Â sente a Á ce sujet un coefficient supe Ârieur aux autres pays, ce qui peut s'interpre Âter comme la conse Âquence du flux d'investissements en Flandre durant cette pe Âriode. Par ailleurs, les se Âries statistiques dont nous disposons pour la pe Âriode 1971-1999 montrent que le de Âficit d'investissements en Wallonie par rapport a Á la Flandre ne cesse de s'accentuer. Le tableau 20.5 de Âcrit l'important de Âficit d'investissements en Wallonie, que ce soit en terme absolu ou par habitant. L'e Âvolution au cours du temps est e Â galement pertinente. Partant d'une situation plus ou moins e Âquilibre Â e en 1971 en termes d'investissement par habitant, le rapport se de Âte Â riore par la suite. Il reste alors a Á de Â couvrir quels sont les facteurs susceptibles d'avoir engendre Â de telles diffe Â rences d'investissements, ce qui nous rame Áne a Á la question de de Â part, a Á savoir pourquoi une re Âgion serait-elle plus dynamique et plus attractive qu'une autre ? L'analyse des investisseurs re Âgionaux et l'origine de leur financement montre que les investissements ne se sont pas re Âalise Â s par le me Ã me type d'entreprises dans les deux re Âgions. Tre Ás vite (de Á s la re Âvolution industrielle), les grandes entreprises se sont de Âveloppe Âes en Wallonie, alors que la Flandre se composait majoritairement d'entreprises familiales, disperse Âes et inde Â pendantes. e

Á cle, les entrepreneurs flamands se sont rassemCependant, de Á s le de Â but du 20 sie ble Â s au sein du « Vlaams Economisch Verbond » dont l'objectif e Âtait le de Âveloppement de la Flandre. Ceci s'est traduit dans les anne Âes 40 et 50 par une plus grande attractivite Â de cette re Â gion, non seulement de par la volonte Â des entreprises familiales de s'agrandir, mais aussi par l'attractivite Â que repre Â sentait ce re Âseau d'entreprises, alors que la structure industrielle wallonne, encore caracte Ârise Âe par une forte concentration, semble moins attractive. De plus, le financement des investissements re Âgionaux (prive Â s) se fait de manie Á re tre Á s diffe Â rente en Flandre et


en Wallonie

267

407

. Faut-il encore a Á ce sujet rappeler que la Kredietbank n'est a Á

l'origine que la branche financie Áre du VEV servant au financement de ces me Ãmes entreprises familiales úuvrant pour le de Âveloppement de la Flandre. Bien su Â rents e Â le Â ments ne permettent pas a Á eux seuls d'expliquer Ã r, ces diffe l'attractivite Â de la Flandre, notamment pour les investissements e Âtrangers durant les anne Âes soixante. La Flandre disposait d'autres atouts tels que sa situation ge Â ographique favorable, ce que montre le paragraphe suivant.

4.2 Les facteurs naturels Les facteurs naturels, tels que la taille du territoire, sa position ge Âographique, les ressources naturelles pre Âsentes, ne rec Ëoivent plus aujourd'hui les faveurs des the Âories de la croissance, mais restent toutefois un e Âle Â ment non ne Â gligeable d'attractivite Â d'une re Â gion. Vu les conditions techniques de transport du de Âbut du sie Á cle, la pre Â sence et l'exploitation de gisements charbonniers au Sud du pays explique la localisation des industries de fabrication me Âtallique lourde et de side Ârurgie en Wallonie. Au cours des anne Âes soixante par contre, la vive croissance du Nord du pays base Â e sur les investissements transnationaux s'appuie sur des facteurs naturels ayant joue Â un ro Ã le important dans l'implantation de ces nouvelles entreprises dans la re Â gion du Nord-Est. Situe Â de manie Á re centrale au niveau europe Âen, entre Anvers et les principaux centres industriels de Rhe Ânanie, disposant de surcroõÃt de vastes espaces disponibles pour les industries polluantes, cette re Âgion s'est tre Á s vite ave Âre Â e la zone d'industrie ide Âale. La side Â rurgie et la pe Âtrochimie profiteront e Â galement pleinement du formidable de Âveloppement des ports de Gand et surtout d'Anvers. Le Nord du pays pre Âsentait donc a Á l'e Â poque de nombreux avantages de type naturel. Il faut enfin s'interroger quant a Á l'avenir de ces avantages ou de Âsavantages naturels. En effet, les nouvelles technologies favorisant le te Âle Â travail devraient annihiler une part de l'importance des facteurs naturels dans le de Âveloppement des re Â gions. La Flandre a donc be Âne Â ficie Â d'avantages naturels ayant permis en partie d'attirer des flux d'investissements depuis la fin des anne Âes cinquante. Ces avantages e Â taient ne Âanmoins servis par une de Âmographie favorable, capable d'apporter la main-d'úuvre ne Â cessaire. De manie Á re ge Â ne Â rale, le marche Â du travail, et surtout les diffe Â rences re Âgionales que l'on peut y de Âceler, sont autant de causes possibles du diffe Â rentiel de croissance. 267

Voir a Á ce sujet M. Que Âvit (1976).

408


4.3 Le marcheÂ du travail Le marche Â du travail rassemble potentiellement de nombreuses sources de disparite Â s de croissance vu les multiples aspects qu'il recouvre. Nous n'aborderons cependant ici que certaines causes principales de disparite Âs entre la Flandre et la Wallonie. D'autres sont par ailleurs traite Âes en de Â tail dans cet ouvrage. D'une part, compte tenu de la faible mobilite Â interre Â gionale du travail, due a Á la barrie Á re linguistique entre le Nord et le Sud du pays, les diffe Ârences de disponibilite Â de main-d'úuvre peuvent donner lieu a Á des e Â carts de croissance. Or, il s'ave Á re que durant les anne Â es 1955-1965, la Flandre se caracte Ârisait non seulement par une croissance de la population active plus importante, mais aussi par un taux de cho Ã mage plus e Â leve Â , repre Â sentant une importante re Âserve de maind'úuvre (Ledent

et al.

, 2000).

D'autre part, le tableau 20.6 montre que les cou Â Ã ts salariaux par unite produite ont sans cesse e Â te Â plus importants en Wallonie durant la pe Â riode 1955-1987. Les cou Â produite dans l'industrie e Âtant le rapport entre Ã ts salariaux par unite les salaires horaires bruts dans l'industrie d'une part, et la valeur ajoute Âe brute par personne occupe Âe (productivite Â) dans l'industrie d'autre part

268

, il nous faut

traiter se Â pare Â ment ces deux composantes. Au cours de la pe Â riode conside Â re Â e, les salaires horaires bruts dans l'industrie furent constamment plus e Âleve Â s en Wallonie. Le diffe Â rentiel de niveau des salaires bruts dans l'industrie n'implique pas force Âment que les entreprises wallonnes se trouvent, sur le plan concurrentiel, en plus mauvaise posture que les flamandes. Des salaires plus e Âleve Â s peuvent se justifier si la productivite Â du travail est aussi plus e Âleve Â e et/ou si ces salaires peuvent e Ãtre re Âpercute Â s dans les prix de 269

vente

.

Tableau 20.6 Position relative de la Wallonie, Flandre = 100, 1955-1987 1955-1960 1961-1965 1966-1973 1974-1981 1981-1987 ProductiviteÂ Salaires horaires bruts CouÃts sal. par uniteÂ produite Source :

268

117 n.d. n.d.

115,1 114,3 99,3

101,1 107,9 106,6

100,9 108,1 107,2

99 108,9 110

Kredietbank (1996).

Il faut noter que la productivite Â e Â tant de Â finie par personne occupe Â e, et le salaire sur base horaire, il faut, pour

que le calcul du cou Â produite soit correct, supposer que la dure Âe du temps de travail reste Ã t salarial par unite constante dans le temps, ce qui n'est pas le cas. Ne Âanmoins, une modification du temps de travail affectant les deux re Âgions de la me Ã me fac Ë on, la comparaison reste correcte. 269

Or, on constate que l'e Âcart de croissance entre les prix de vente re Âgionaux est minime en longue pe Âriode.


409

Le niveau de la productivite Â du travail (de Â fini comme e Âtant la valeur ajoute Âe brute a Á prix constants par personne occupe Âe) a par ailleurs e Âvolue Â de manie Á re nettement plus de Âfavorable dans l'industrie wallonne. En effet, sur la pe Âriode 1955-1960, la productivite Â dans l'industrie wallonne de Âpassait encore de pre Ás de 20 % celle de la Flandre alors que sur la pe Âriode 1981-1987, les productivite Âs des deux re Â gions e Â taient similaires.

4.4 Le roÃle des pouvoirs publics Un des e Â le Â ments cruciaux en matie Áre de performance re Âgionale provient de la capacite Â des autorite Â s re Â gionales a Á attirer les investisseurs. Cette capacite Â trouve sa source non seulement dans le dynamisme mais aussi dans l'originalite Â des mesures. Les autorite Âs pourront ainsi stimuler directement les investissements par des aides, mais pourront e Âgalement, par nombre de mesures, favoriser l'arrive Âe de Á ce niveau e nouvelles entreprises ou me Ãme stimuler la R&D. A Â galement, il est possible d'identifier nombre de diffe Ârences entre la Flandre et la Wallonie, e Âgalement bien avant la re Âgionalisation proprement dite. Un des objectifs des autorite Â s politiques est d'attirer des investissements dans les re Âgions ou sous re Â gions ou Âcessaires et non seulement dans les po Ã les de de Âveloppements Á ceux-ci sont ne existants. De 1959 a Á 1978, les aides que les gouvernements nationaux successifs ont octroye Â es aux re Â gions ne se sont cependant pas distribue Â es selon cette 270

logique

. Des e Â le Â ments concrets montrent que durant cette pe Âriode, les aides

a Á l'investissement s'octroyaient dans les re Âgions disposant de Âja Á de centres d'inÁ l'oppose vestissements. A Â , les re Â gions en de Âclin ne profitaient pas ou peu de ces aides, ceci ayant pour conse Âquence d'augmenter leur retard de de Âveloppement. Les aides des gouvernements nationaux re Âpondaient e Â galement a Á une logique de pouvoir, a Á savoir qu'il existait des corre Âlations claires entre les aides octroye Âes et l'origine des hommes politiques au pouvoir. La pe Â riode poste Â rieure a Á la re Â gionalisation est diffe Ârente. Les compe Â tences en matie Á res de politique e Âconomique e Âtant en partie re Âgionalise Â es, la re Â gion wallonne et la re Âgion flamande se sont davantage diffe Ârencie Â es. On observera que les programmes flamands inte Ágrent depuis plusieurs anne Âes de Â ja Á le souci des nouvelles technologies et des aides aux PME

271

si che Á res au Contrat d'Avenir

pour la Wallonie, qui traduit quant a Á lui la volonte Â wallonne de rattraper le retard enregistre Â en matie Á re de capital humain. Le Contrat d'Avenir pour la Wallonie se base sur quatre priorite Âs absolues dont deux sont e Âtroitement relie Âes au capital humain. Ces deux priorite Âs sont 270 271

M. Que Â vit (1976). Ph. Van Eeckoute (1998).

410


l'implication des jeunes dans le de Âveloppement de la Wallonie et la « socie Âte Â de la connaissance ». Les jeunes, dont les pre Âvisions d'avenir semblent bien sombres, dont le taux de cho Ã mage atteignait 33,2 % de la population active entre 15 et 24 ans en 1998, attirent toute l'attention des autorite Âs wallonnes, qui projettent un de Âveloppement de l'effort d'enseignement et de formation, notamment dans le domaine des nouvelles technologies. La socie Â te Â de la connaissance, deuxie Áme priorite Â wallonne, vise la diffusion des technologies d'information et de communication et le de Âveloppement des nouvelles technologies a Á forte composante de capital humain (biotechnologies, centres de R&D, technologies de l'environnement). Les mesures a Á prendre dans ces domaines sont multiples : incitants a Á la R&D dans les entreprises, dans l'agriculture, effort en matie Á re de re Â seau Internet, etc.

5. CONCLUSION Partant d'une e Âtude

shift-share

montrant l'origine des diffe Ârences de crois-

sance entre la Flandre et la Wallonie, nous avons essaye Â d'e Â clairer le de Âbat sur les facteurs de telles diffe Â rences. Au niveau de la R&D et de l'e Âducation, la situation semble assez contraste Â e. La Wallonie accuse en effet un grave de Âficit en matie Á re de financement de la R&D tant prive Âe que publique, a Á l'exception notable de la recherche universitaire, traditionnellement favorise Âe en Wallonie. Au niveau de l'enseignement, si le financement global est plus ou moins e Âgal dans les deux re Âgions, l'utilisation en est diffe Ârente. Seul l'enseignement universitaire se voit attribuer plus de moyens par habitant en Wallonie. Le stock et les flux de capital humain a Á travers le temps montrent par ailleurs que la Wallonie compte davantage de personnes peu diplo Ã me Â es, mais surtout, accuse un retard de personnes disposant d'un diplo Ã me moyen, a Á savoir du secondaire supe Ârieur, plus fre Âquemment demande Â es. Enfin, un regard sur les dure Âes d'inactivite Â des cho Ã meurs au sein de la Flandre et de la Wallonie a montre Â que la de Âpre Â ciation du capital humain serait plus forte dans cette dernie Á re re Â gion. Dans cet article, nous avons e Âgalement voulu attirer l'attention sur le fait e Â vident, que si l'engouement pour le capital humain ne fait que croõÃtre ces dernie Á res anne Â es, il ne faut pas en oublier d'autres diffe Ârences fondamentales ayant pu contribuer a Á la diffe Â rence de croissance entre la Flandre et la Wallonie. Le grave de Â ficit d'investissements en Wallonie, de Âficit ne faisant que croõÃtre avec le temps et la position ge Âographique plus enviable de la Flandre jouent un ro Ã le dans les diffe Ârences de performance de croissance.

Â fe Â rences Re

411

La situation souvent contraste Âe du marche Â du travail retient e Âgalement l'attention, la Flandre ayant pendant longtemps dispose Â d'une disponibilite Â de main-d'úuvre plus importante et de travailleurs plus flexibles. N'oublions enfin pas le ro Ã le que jouent les autorite Â s politiques re Â gionales, ro Ã le qui est amene Â a Á s'accroõÃtre dans les anne Âes a Á venir. Les pouvoirs re Âgionaux peuvent en effet stimuler davantage l'investissement, comme ce fut longtemps le cas en Flandre, ou l'innovation, ce dont prennent conscience les pouvoirs re Âgionaux wallons. Nous voudrions enfin jeter un regard critique sur l'ensemble des indicateurs pre Â sents dans les pages pre Âce Â dentes. S'ils ont le me Ârite d'exister et de nous renseigner sur les possibles facteurs ayant pu influencer le diffe Ârentiel de croissance entre la Flandre et la Wallonie, ils n'apportent pas encore de re Âponse satisfaisante a Á la question suivante : de quelle manie Áre ces facteurs se sont-ils historiquement constitue Âs ?

REÂFEÂRENCES

Economic Growth Croissance et convergence eÂconomique des reÂgions

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CHAPITRE

21 CAPITAL HUMAIN ET Â CONVERGENCE REGIONALE :

L'EXEMPLE DU CANADA

Serge COULOMBE

DeÂpartement de science eÂconomique, UniversiteÂ d'Ottawa Jean-Franc Ëois TREMBLAY

DeÂpartement de science eÂconomique, UniversiteÂ Queen's

414

Â gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

REÂSUMEÂ La preÂsente eÂtude propose une analyse empirique de la convergence reÂgionale au Canada fondeÂe sur le modeÁle de croissance d'une eÂconomie ouverte avec parfaite mobiliteÂ des capitaux de Barro, Mankiw et Sala-I-Martin (1995). L'impossibiliteÂ pour un deÂbiteur de mettre son capital humain en nantissement limite la capaciteÂ d'une eÂconomie d'emprunter aÁ l'eÂtranger. La dynamique d'accumulation du capital humain devient alors le moteur de la croissance eÂconomique agreÂgeÂe. Comme l'eÂtablit la theÂorie, un ensemble d'indicateurs de capital humain a convergeÂ aÁ une vitesse similaire aÁ diffeÂrentes mesures de revenu par habitant durant la peÂriode 1951-1996. Une partie importante de la croissance relative des provinces canadiennes s'explique par la croissance relative du stock de capital humain mesureÂ par la proportion de la population des deux sexes, ou des hommes seulement, ayant obtenu un diploÃme universitaire.

1. INTRODUCTION La convergence vers un e Âquilibre de long terme qui est inde Âpendant des conditions initiales est une des caracte Âristiques du mode Ále de croissance ne Â oclassique. De nombreuses e Âtudes empiriques ont montre Â que le phe Â nome Á ne de convergence caracte Â rise en bonne partie l'e Â volution relative des profils de croissance des 272

e Â conomies de Âveloppe Â es dans l'apre Á s-guerre

. Des e Âtudes empiriques re Âcentes

ont montre Â que le phe Â nome Á ne de convergence a e Âgalement marque Â l'e Â volution des e Â conomies re Âgionales au Canada durant cette pe Âriode

273

. Les provinces pauvres

ont connu une croissance du revenu par habitant et de la productivite Â plus rapide que les provinces riches (convergence-beta), et les e Âcarts relatifs entre les provinces canadiennes de ces indicateurs sont conside Ârablement moins importants aujourd'hui qu'ils ne l'e Âtaient au lendemain de la Deuxie Áme Guerre mondiale (convergence-sigma). Sur le plan the Âorique, le mode Á le ne Â oclassique de croissance a e Âte Â modifie Â re Â cemment dans le but de rendre compte plus ade Âquatement du phe Ânome Á ne de convergence observe Â entre les pays de Â veloppe Â s et entre les re Âgions de ces pays. Barro, Mankiw et Sala-I-Martin (1995) (BMS pour la suite du texte) sugge Árent de transformer le mode Ále de re Â fe Â rence de Solow en conside Ârant de fac Ë on distincte le capital physique et le capital humain. BMS montrent que dans un contexte de mobilite Â du capital physique et financier, les disparite Âs de revenu s'expliquent par 272

Barro et Sala-I-Martin (1995) et Barro (1997) pre Âsentent un ensemble d'e Âtudes empiriques portant sur le

phe Â nome Á ne de convergence. 273

Coulombe et Day (1996, 1998, 1999) ; Coulombe et Lee (1993, 1995, 1997) ; Helliwell et Chung (1991) ;

Helliwell (1994) ; Lee (1997) ; Lee et Coulombe (1995) ; Lefebvre (1994). Pour un survol de ces e Âtudes, consulter Coulombe (1999) disponible sur le Web a Á http://www.cdhowe.org.

415

Ã le du capital humain dans les mode Á les de croissance Le ro

l'e Â cart entre les niveaux de capital humain des diffe Ârentes e Âconomies. De plus, le processus de convergence du revenu est calque Â sur celui du capital humain. La dynamique d'accumulation du capital humain, dont fait abstraction le mode Ále de Solow, constitue l'essentiel de l'explication de l'e Âvolution des e Âcarts de revenu et de production par te Ãte. Dans la pre Â sente e Â tude, nous analysons l'e Âvolution des disparite Â s de revenu par habitant entre les provinces canadiennes entre 1951 et 1996 dans le but d'e Â valuer empiriquement les pre Âdictions du mode Ále de BMS. En utilisant des indicateurs du stock de capital humain base Âs sur les niveaux relatifs de scolarite Â de la population dans les dix provinces canadiennes, nous tentons de ve Ârifier la relation entre la convergence du capital humain et la convergence du revenu par habitant entre les provinces de la fe Âde Â ration canadienne. Nous montrons que le retard de de Âveloppement de certaines provinces canadiennes au de Âbut des anne Â es 1950 s'explique en bonne partie par un sous-investissement en capital humain et que la convergence observe Âe depuis lors entre les indicateurs de revenu par habitant suit de pre Ás la convergence des indicateurs de capital humain. Tout d'abord, proce Â dons a Á un bref survol du cadre the Âorique sous-jacent a Á notre analyse.

2. LE ROÃLE DU CAPITAL HUMAIN DANS LES MODEÁLES DE CROISSANCE

2.1 La part de la reÂtribution du capital Dans le cadre ne Âoclassique traditionnel, la part des profits dans le revenu national est assimile Âe a Á l'e Â lasticite Â de la production nationale au capital. Selon les

=

donne Â es des comptes nationaux, la part des profits correspond a Á environ 1 3 du

=

produit national contre 2 3 pour les salaires. Dans le cas de la fonction de production Cobb-Douglas, l'e Âlasticite Â de la production a Á l'exposant

:

Y AK Legt ÿ Legt g

Y

au capital

K

e Â quivaut

1

ou Á la main-d'úuvre efficace,

, croõÃt au rythme

t

dans le temps . Cette fonction

a pre Â cise Â ment e Â te Â cre Âe Â e pour rendre compte ade Âquatement du fait stylise Â observe Â dans de nombreuses e Âconomies, a Á savoir que les parts respectives de la re Âtribution du capital et de la main-d'úuvre dans le revenu national,

et 1 ÿ respecti-

vement, sont relativement constantes sur le plan historique. En attribuant a Á

=

la valeur de 1 3, le mode Ále ne Â oclassique a quelques

difficulte Âs a Á expliquer ade Â quatement certains faits stylise Âs (Mankiw, 1995). D'une

416


part, les e Â carts de revenu par habitant entre pays riches et pauvres pre Âdits par le mode Á le sont d'une ampleur beaucoup plus faible que ce qui est observe Â empiriquement. D'autre part, le mode Ále ne Â oclassique pre Âdit que le taux de rendement du capital devrait e Ãtre conside Â rablement plus e Âleve Â dans les pays pauvres que dans les pays riches, ce qui ne correspond pas a Á la re Â alite Â. L'adoption d'un concept e Âlargi de capital, incluant le capital physique et le capital humain, permet de concilier une bonne partie des observations empiriques avec les pre Â dictions de la the Âorie. La disponibilite Â des donne Â es explique en grande partie pourquoi le mode Ále de Solow ne conside Á re que le capital physique ; les comptes nationaux ne nous renseignent que sur l'accumulation du capital physique. De fac Ë on plus re Â aliste cependant, l'accumulation du capital correspond a Á toutes formes d'investissement ayant pour objet d'augmenter la capacite Â de production et la consommation dans l'avenir. Dans un tel contexte, la scolarisation et la formation en milieu de travail constituent des formes d'accumulation du capital. Or, la re Â tribution du capital humain est implicitement incorpore Âe aux salaires

En limitant la part de la contribution du capital aÁ 1/3, on sous-estime l'importance du facteur dont l'accumulation entraõÃne la croissance de la capaciteÂ de production. dans les comptes nationaux.

Mankiw (1995) souligne que si l'on conside Áre que le salaire minimum repre Â sente la re Â mune Â ration de la main-d'úuvre dote Âe d'un minimum de capital

=

humain et que le salaire minimum repre Âsente 1 3 du salaire moyen dans l'e Âco-

=

nomie, alors 2 3 du total des salaires dans le revenu national correspond a Á la re Â mune Â ration du capital humain. En supposant que la part relative des salaires

=

dans le revenu national est de 2 3, la part du capital humain dans le revenu

=

national serait d'environ 1 2. La fonction de production Cobb-Douglas avec un concept de capital e Âlargi prendrait alors la forme suivante :

Y AK H Legt ÿÿ 1

1

Dans un tel cas, l'e Âlasticite Â du produit national par rapport au capital physique et humain, soit

,

serait d'environ 0,8, ce qui permettrait aux

pre Â dictions du mode Ále ne Â oclassique de refle Âter pluto Ã t bien les grands faits stylise Âs.

2.2 EÂconomie ouverte et financement externe La possibilite Â de financer l'accumulation du capital a Á l'e Â tranger coupe le lien entre l'e Âpargne inte Â rieure, l'investissement national et l'accumulation du capital. Dans un environnement de parfaite mobilite Â des capitaux, si la totalite Â du stock de capital peut e Ãtre finance Âe a Á l'e Â tranger, les pre Âdictions du mode Ále ne Â oclassique sont pluto Ã t irre Â alistes. En effet, les capitaux devraient se de Âplacer instantane Â ment vers les e Âconomies ou Âleve Â s, Á les taux de rendement sont les plus e

Ã le du capital humain dans les mode Á les de croissance Le ro

417

ce qui permettrait aux re Âgions initialement retarde Âes de converger aussito Ãt a Á l'e Â quilibre stationnaire. Le cadre the Âorique qui permet de solutionner ce proble Áme met l'accent sur les contraintes de financement externe de la formation du capital. BMS font l'hypothe Áse que les investissements en capital humain ne peuvent e Ã tre finance Â s sur les marche Â s financiers a Á l'e Â tranger a Á cause d'un proble Á me de nantissement. Contrairement au capital physique, le capital humain ne peut e Ãtre place Â en garantie sur un contrat d'emprunt. Me Ãme sur les marche Âs financiers inte Â rieurs, la question du nantissement pose un proble Áme e Âpineux pour les pre Ãteurs Â tat, qui recherchent des garanties pour leurs pre Ãts. Sans l'intervention de l'E l'investissement en capital humain doit surtout compter sur l'e Âpargne de la cellule familiale, ce qui requiert une certaine dose d'altruisme. Une contrainte stricte forc Ëant une e Â conomie a Á financer la formation de capital humain par l'e Âpargne inte Ârieure peut ne pas refle Â ter ade Â quatement certains contextes institutionnels. Au Canada, le gouvernement fe Âde Â ral a mis sur pied dans l'apre Á s-guerre un syste Áme ambitieux de transferts interre Âgionaux qui permet, notamment, aux provinces retarde Âes sur le plan du de Â veloppement e Âconomique de financer le syste Áme d'e Â ducation (Coulombe, 1999). Comme le syste Áme d'e Â ducation au Canada est surtout de nature publique, le fonctionnement intrinse Áque du fe Â de Â ralisme fiscal a permis aux provinces pauvres d'investir en formation de capital humain sans e Ãtre limite Â es par l'e Â pargne inte Â rieure. Dans une situation ou Á les capitaux sont parfaitement mobiles, il ressort du mode Ále ne Â oclassique de croissance a Á la BMS certaines pre Âdictions qui seront teste Â es dans la pre Â sente e Â tude dans le contexte des e Âconomies re Âgionales canadiennes. La contrainte de financement du capital humain et la comple Âmentarite Â entre le capital physique et le capital humain dans la fonction de production impliquent que la dynamique d'accumulation du capital humain de Âtermine, par une causalite Â unidirectionnelle, l'e Âvolution dynamique du capital physique, de la production, du revenu et des autres variables macro-dynamiques. La vitesse de Á convergence du revenu par habitant est la me Ãme que celle du capital humain. A partir d'une situation ou Âconomie est Á le stock de capital humain dans une e infe Â rieur a Á son niveau d'e Âquilibre stationnaire, la comple Âmentarite Â des facteurs de production implique que le stock de capital physique ne se de Âplacera que graduellement vers son niveau d'e Âquilibre stationnaire, me Ã me s'il est possible d'avoir recours au cre Âdit international pour financer son accumulation. Notre analyse de la convergence du revenu et du capital humain au Canada repose sur l'hypothe Áse de parfaite mobilite Â des capitaux. Sur le plan institutionnel, force est de constater que les barrie Áres aux flux de capitaux entre les provinces canadiennes sont pratiquement inexistantes. Le secteur financier canadien est en effet constitue Â d'institutions financie Áres, particulie Á rement des grandes banques, dote Â es de nombreuses succursales dans diffe Ârentes re Â gions du pays. Comme les re Â gions sont relativement homoge Ánes sur les plans politique, social, culturel et

418


institutionnel, les flux de capitaux devraient librement s'orienter vers les investissements les plus rentables et les taux de rendement devraient s'e Âgaliser entre les re Â gions. Depuis Feldstein et Horioka (1980), les e Âconomistes ont tente Â de tester l'hypothe Á se de parfaite mobilite Â des capitaux de fac Ëon indirecte en analysant la corre Âlation entre l'investissement et l'e Âpargne inte Ârieure entre les pays. BMS montrent que le mode Ále d'e Â conomie ouverte avec capital humain pre Âdit une corre Â lation a Á la Feldstein-Horioka entre l'e Âpargne et l'investissement en e Âquilibre stationnaire dans le cas d'e Âconomies qui diffe Á rent seulement par leur taux d'imposition. En de Â pit des proble Ámes the Â oriques de l'approche de Feldstein-Horioka, Brown (1992) et Helliwell et McKitrick (1999) concluaient que les capitaux e Â taient plus mobiles entre les provinces canadiennes qu'entre les pays de l'OCDE sur la base, notamment, d'une analyse empirique des corre Âlations entre l'e Âpargne et l'investissement

274

.

3. CONVERGENCE DU CAPITAL HUMAIN ET DU REVENU Dans cette Section, nous estimons et nous comparons la vitesse de convergence de diffe Ârents indicateurs de capital humain et du revenu par habitant entre les provinces canadiennes durant la pe Âriode 1951-1996. Mais tout d'abord, proce Â dons a Á un examen sommaire des donne Âes.

3.1 Examen sommaire des donneÂes sur le capital humain et convergence-sigma

L'approche utilise Â e dans la pre Â sente e Â tude consiste a Á mesurer le stock relatif de capital humain d'une re Âgion en comptabilisant le nombre d'anne Âes de scolarite Â ou le niveau d'e Âducation atteint par la population. Les donne Âes utilise Â es proviennent des recensements de Statistique Canada sur la scolarite Â de la population par province. Nous utilisons toute l'information disponible sur une base cohe Ârente Â tant donne depuis 1951. E Â le format des premiers questionnaires de recensement, il est possible de construire des indices jusqu'a Á 1951 pour chacune des provinces en se basant sur le pourcentage de la population ayant de scolarite Â de re Â fe Â rence : la 9

e

au moins

atteint deux niveaux

anne Â e d'e Â tude et le diplo Ã me universitaire. Les

donne Â es sont re Âparties par sexes et par groupes d'a Ãge (15 ans et plus, 15 a Á 24 ans, 25 ans et plus). Les donne Âes sont disponibles pour les recensements de 1951, 1961 274

Ces re Â sultats ont e Âte Â corrobore Âs dans une version pre Âce Â dente de notre e Âtude, ou Â la Á nous avons calcule

corre Â lation entre l'investissement et l'e Âpargne inte Â rieure entre les provinces canadiennes, d'une part, et entre certains groupes de pays de Âveloppe Â s ou en de Â veloppement, d'autre part (voir le cahier de recherche #9906E, Â conomiques, Universite novembre 1999, De Â partement de Sciences E Â d'Ottawa).

Convergence du capital humain et du revenu

419

et 1971, et depuis, a Á tous les cinq ans jusqu'en 1996. L'e Âvolution du niveau relatif de capital humain de la population des deux sexes de 15 ans et plus pour chacune des provinces par rapport a Á la moyenne (non ponde Âre Â e) des provinces canadiennes est illustre Â e aux figures 21.1 et 21.2. Pour chacun des deux indices, le phe Ânome Á ne de convergence apparaõÃt clairement au cours de la pe Âriode conside Â re Â e. L'e Â cart entre les provinces a tendance

1,3 1,2 1,1 1 0,9 0,8 0,7 0,6

1951

1961

1971

1976

1981

1986

1991

1996

T.-N

I.P.E.

N.-É.

N.-B.

Qué.

Ont

Man.

Sask.

Alb.

C.-B.

Figure 21.1 Niveau relatif de capital humain Ð Minimum 9e anneÂe

2 1,8 1,6 1,4 1,2 1 0,8 0,6 0,4 0,2 1951

1961

1971

1976

1981

1986

1991

1996

T.-N

I.P.E.

N.-É.

N.-B.

Qué.

Ont

Man.

Sask.

Alb.

C.-B.

Figure 21.2 Niveau relatif de capital humain Ð DiploÃme universitaire

420


0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 1951

1961

1971

1976

1981

Minimum 9e année

1986

1991

1996

Diplôme universitaire

Figure 21.3 Niveau relatif de capital humain Ð 15 ans et + a Á diminuer dans le temps, phe Ânome Á ne appele Â convergence-sigma (Barro et Sala-IMartin 1995). Le terme sigma fait re Âfe Â rence ici a Á l'e Â cart-type de la dispersion des indicateurs e Â conomiques re Âgionaux. L'analyse individuelle des niveaux relatifs de capital humain re Â ve Á le que les provinces ou Âleve Â comme Á le revenu par habitant est e l'Ontario, l'Alberta et la Colombie britannique ont, en ge Âne Â ral, des niveaux de capital humain plus e Âleve Â s que la moyenne canadienne. Les provinces relativement pauvres affichent en ge Âne Â ral des indicateurs infe Ârieurs a Á la moyenne nationale. L'e Â volution des e Âcarts-type des deux indices de capital humain de Âfinis par rapport a Á une moyenne canadienne de 100 est pre Âsente Âe a Á la figure 21.3. La dispersion de chacun des indices de capital humain affiche clairement une tendance a Á la baisse.

3.2 Convergence-beta du capital humain Durant la pe Â riode de transition, Barro et Sala-I-Martin (1995, chap. 2) montrent, a Á partir d'une approximation log-line Âaire dans le voisinage de l'e Âquilibre stationnaire, que la production en unite Âs efficaces de main-d'úuvre a Á la pe Â riode

t

est une moyenne ponde Âre Â e de son niveau initial

d'e Â quilibre long terme

y3 ln yt eÿ t ln y ÿ eÿ t ln y3 :

0

Le parame Á tre

, la

1

y

0

et de son niveau

2

vitesse de convergence, est de Âtermine Â par un ensemble de

variables exoge Á nes comme la fonction d'utilite Â, le taux de pre Â fe Â rence inter temporelle, le taux de de Â pre Â ciation, le taux de croissance de la population, le rythme du progre Á s technique et la part de la re Âtribution du capital dans le revenu national.


421

Dans une e Â conomie ouverte avec capital humain, BMS montrent que dans le cas ou Â re Ã t mondial est constant et ou Á le taux d'inte Á la fonction de production est de type Cobb-Douglas, la production par habitant peut e Ãtre exprime Â e en fonction du ratio de capital humain par unite Âs efficaces de main-d'úuvre :

y Bh 1

ou Á

B

ÿ

3

est un terme de Â termine Â par les parame Á tres exoge Á nes du mode Á le. Comme

est compris entre zeÂro et un, la production est caracteÂriseÂe par la loi des

rendements de Âcroissants et la dynamique transitoire est similaire a Á celle de Âcrite par l'e Â quation (2). L'e Âconomie ouverte converge vers l'e Âquilibre stationnaire comme une e Â conomie ferme Â e dont la part du capital au sens large serait

=1 ÿ . L'eÂvolution du stock de capital suit une dynamique imposeÂe par celle de l'e Â volution du capital humain. En combinant (2) et (3), on obtient l'e Âquation dynamique d'e Âvolution du capital humain :

4 ln ht eÿ t ln h 1 ÿ eÿ t ln h3 Â galement une moyenne ponde Âre Â e de son Le capital humain par habitant ht est e 3 Âquilibre stationnaire h . L'e Â volution du niveau initial h et de son niveau d'e 0

0

capital humain peut donc e Ãtre de Â crite par une e Âquation du me Ãme type que celle qui est couramment utilise Âe pour tester l'hypothe Áse de convergence du revenu. Dans la pre Â sente e Âtude, l'analyse empirique de la convergence-beta repose

sur l'hypothe Á se de convergence absolue. Cette hypothe Áse suppose que les diffe Ârentes e Â conomies convergent vers le me Ãme e Â quilibre stationnaire

y3

. L'hypothe Á se

de convergence conditionnelle est lie Âe au cas ou Â conomies convergent vers Á les e des e Â quilibres stationnaires diffe Ârents. Dans un tel cas, on doit ajouter au terme de droite de l'e Â quation (5) ci-dessous des variables comme le taux d'e Âpargne, le taux de croissance de la population et des indicateurs d'efficacite Â des institutions sociales et politiques

275

. Les analyses empiriques re Âcentes concluent a Á la conver-

gence conditionnelle pour l'ensemble des pays. Cependant, pour les re Âgions d'un me Ã me pays, l'hypothe Áse de convergence absolue peut e Ãtre avance Âe e Â tant donne Â la similarite Â des contextes institutionnels, sociaux et politiques et l'homoge Âne Â ite Â de 276

la population

.

La me Â thodologie utilise Â e pour estimer la vitesse de convergence-beta dans la pre Â sente e Â tude est une variante de celle utilise Âe par Barro et Sala-I-Martin (1991, 1992) propose Â e par Coulombe et Lee (1995) et Coulombe et Day (1996) dans le but 275 276

Voir a Á ce sujet Barro (1997). Coulombe (2000) examine l'hypothe Áse de convergence conditionnelle du revenu par habitant et des indices

de capital humain entre les provinces canadiennes en ajoutant du co Ã te Â droit de l'e Â quation de convergence le niveau relatif d'urbanisation des provinces.

422


d'augmenter les degre Âs de liberte Â . L'ide Â e consiste a Á estimer l'e Âquation de convergence en combinant les donne Âes transversales et longitudinales de fac Ëon a Á utiliser le Â tant donne maximum d'informations. E Â le changement dans la pe Âriodicite Â des donne Â es de recensement sur la scolarite Â, la pe Â riode 1951-1996 est divise Âe en cinq sous-pe Â riodes, quatre d'une dure Âe de dix ans et une de cinq ans. La pe Âriode de cinq anne Â es est la dernie Á re, soit 1991-1996

277

. Nous disposerons ainsi de 50 observa-

tions, soit pour cinq sous-pe Â riodes et dix provinces. L'e Â quation estime Â e pour la convergence des indicateurs de capital humain est la suivante :

ÿM h hi;t h ÿ e i ;tP =HtP ln H ui P ln hi;t =Ht ÿ M t H h t ui t t M 1

ou Á

i

est l'indice repre Âsentant les provinces,

canadiennes de l'indicateur de capital humain. est un terme d'erreur et

du capital humain,

P

5

1

est la moyenne des provinces est la vitesse de convergence

1951, 1961, 1971, 1981 et 1996.

, la dure Â e de la sous-pe Â riode, est fixe Âa Á 10 quand la date

1981, et a Á 5 quand

est 1991.

est 1951, 1961, 1971, et

est fixe Â a Á 9, soit la dure Âe moyenne des sous-

pe Â riodes, afin d'obtenir des estimations de la vitesse de convergence

pouvant

e Ã tre interpre Â te Â es comme des vitesses annuelles. Comme le montrent Coulombe et Lee (1995), en divisant les indices provinciaux de capital humain par la moyenne canadienne on s'assure de ne pas capter la composante tendancielle commune dans les estimations. Cette me Âthode est particulie Árement efficace dans la pre Âsente e Â tude puisque l'analyse empirique est fonde Âe sur les niveaux relatifs de capital humain des provinces par rapport a Á la moyenne. Comme les variables des deux co Ã te Â s de l'e Â quation sont mesure Â es en de Â viations par rapport a Á la moyenne, il n'y a pas de terme constant du co Ã te Â droit de l'e Â quation. L'e Â quation (5) est estime Âe par une re Â gression line Âaire avec la me Âthode des moindres carre Âs ge Â ne Â ralise Â s (MCG), et la vitesse de convergence

est calcule Âe a Á partir de la valeur du parame Á tre

estime Â de la variable de Âpendante en se basant sur la formule non line Âaire spe Â cifie Âe dans l'e Â quation (5)

277 278

278

. Les re Â sultats des estimations sont pre Âsente Â s au tableau 21.1.

On obtient sensiblement les me Ãmes re Â sultats me Ã me si on subdivise diffe Â remment les sous-pe Â riodes. Comme l'e Â quation (5) est non line Â aire seulement de par son coefficient de Âterministe

ÿ1 ÿ expÿM =M ,

elle peut e Ãtre estime Â e soit par la me Âthode des MCG line Âaires (MCGL) ou par les MCG non line Âaires (MCGNL).

ÿ ÿ expÿM =M t ÿ ÿ expÿM =M

Notons que l'expression la statistique

de

1

1

converge vers ze Â ro quand

converge vers zeÂro. Pour un petit , t de . Ainsi dans cette

est approximativement e Âgale a Á la statistique

e Â tude, nous utilisons la me Âthode consistant a Á ponde Â rer les observations de coupe transversale, les provinces, ce

qui est approprie Â en pre Â sence d'he Â te Â rosce Â dasticite Â . L'hypothe Á se nulle relative a Á l'e Â galite Â des variances des re Â sidus entre les e Âle Â ments des coupes transversales provenant des re Âgressions par les moindres carre Âs ordinaires est rejete Â e au seuil de 5 % avec des tests de Bartlett et Levene dans le cas ou Â Á l'indicateur de capital humain est base sur le diplo Ã me universitaire pour la population des deux sexes de 15 ans et plus. Les e Âcarts-types pre Â sente Â s dans les tableaux proviennent de la me Âthode HCCME qui permet une infe Ârence asymptotiquement valide en pre Âsence d'he Â te Â rosce Â dasticite Â.


423

Tableau 21.1 Convergence du capital humain entre les provinces canadiennes (1951-1996) Indices de scolariteÂ Pourcentage de la pop. ayant au Pourcentage de la pop. ayant au moins un diploÃme universitaire moins une 9e anneÂe 15 ans et plus

Deux sexes Hommes Femmes

15-24 ans


25 ans et plus


±0,027 (0,002) 0,81 ±0,026 (0,003) 0,72 ±0,028 (0,001) 0,88 ±0,040 (0,002) 0,72 ±0,038 (0,002) 0,84 ±0,045 (0,002) 0,87 ±0,026 (0,002) 0,75 ±0,025 (0,003) 0,69 ±0,026 (0,002) 0,76

0,031 0,029 0,032 0,050 0,046 0,057 0,030 0,028 0,029

±0,029 (0,003) 0,64 ±0,025 (0,002) 0,64 ±0,039 (0,003) 0,70 ±0,054 (0,004) 0,74 ±0,062 (0,004) 0,69 ±0,060 (0,005) 0,74 ±0,026 (0,004) 0,53 ±0,022 (0,003) 0,52 ±0,033 (0,003) 0,63

0,034 0,028 0,048 0,073 0,090 0,086 0,029 0,025 0,040

On retrouve en dessous des valeurs estimeÂes du coefficient de l'eÂquation (5), l'eÂcart-type entre parentheÁses, le R carreÂ ajusteÂ et la vitesse de convergence annuelle au coÃteÂ droit de chaque colonne. L'indicateur portant sur les femmes de 15 aÁ 24 ans avec un diploÃme universitaire eÂtait nul pour Terre-Neuve en 1951. Pour cette reÂgression, nous utilisons un eÂchantillon non eÂquilibreÂ en coupe transversale de 49 observations.

L'hypothe Á se nulle de non-convergence (

0) est rejeteÂe au seuil critique

de 1 % dans les 18 cas. Ainsi, l'analyse confirme clairement que l'on ne peut rejeter l'hypothe Á se de convergence absolue du capital humain entre les provinces canadiennes de 1951 a Á 1991, et ce, quels que soient le groupe d'a Ãge, le sexe et les indices de capital humain conside Âre Â s. La statistique de Wald a e Âte Â utilise Â e pour tester l'hypothe Áse nulle d'e Â galite Â des vitesses de convergence de la population de 15 a Á 24 ans et de celle de 25 ans et plus. L'hypothe Á se nulle peut e Ãtre rejete Â e au seuil de 1 % pour chacun des indices

424


de capital humain et ce, pour les hommes, les femmes et les deux sexes

279

. La

vitesse de convergence est donc diffe Ârente entre la population de 15 a Á 24 ans et celle de 25 ans et plus. La lenteur de la vitesse de convergence des e Âconomies, soit un rythme de 2 a Á 3 % par anne Âe, serait ainsi attribuable au fait que les personnes plus a Ã ge Â es ont moins inte Âre Ãt a Á investir en e Â ducation. La dure Â e limite Â e de la pe Âriode active d'une vie fait en sorte que la valeur pre Âsente du rendement d'un investis-

Si l'ensemble de la population investissait en eÂducation au meÃme rythme que les jeunes, la convergence serait de deux aÁ trois fois plus rapide. sement en capital humain diminue avec l'a Ãge.

3.3 Comparaison de la vitesse de convergence du revenu et du capital humain

Pour l'estimation de la vitesse de convergence du revenu durant la pe Âriode 1951-1996, nous avons utilise Â deux mesures diffe Â rentes, soit le revenu personnel par habitant et le revenu personnel par habitant moins les transferts gouvernementaux

280

. La me Â thode d'estimation est identique a Á celle utilise Â e pour la conver-

gence du capital humain. L'e Âquation estime Âe est :

ÿM y yi;t y ÿ e i ;tP =YtP ln Y ui P ln yi;t =Yt ÿ M t 1

Y

6

1

est le revenu par habitant moyen des provinces et

y est la vitesse de conver-

gence du revenu. Comme dans le cas de l'e Âquation (5), la pe Âriode d'e Â tude est divise Â e en quatre sous-pe Âriodes de 10 ans et une de cinq ans (1991-1996). Les re Â sultats sont pre Âsente Â s au tableau 21.2.

Tableau 21.2 Convergence du revenu entre les provinces canadiennes (1951-1996) Revenu personnel par habitant ±0,024 (0,002) 0,50

0,028

Revenu personnel par habitant moins les transferts des gouvernements aux particuliers ±0,018 (0,002) 0,38

0,020

On retrouve en dessous des valeurs estimeÂes du coefficient de l'eÂquation (6), l'eÂcart-type entre parentheÁses, le R carreÂ ajusteÂ et la vitesse de convergence annuelle au coÃteÂ droit de chaque colonne. La statistique de Wald relative aÁ l'hypotheÁse nulle d'eÂgaliteÂ entre les deux coefficients est de 8,0. L'hypotheÁse nulle peut donc eÃtre rejeteÂe au seuil de 1 %. 279 280

Les statistiques Wald sont presente Â es dans Coulombe et Tremblay (2000). Les donne Â es relatives au revenu personnel proviennent des matrices D11701-D11710 de CANSIM alors que

les donne Â es de transferts gouvernementaux sont contenues dans les matrices D11787-D11797.

Â lasticite Â du revenu national au capital humain Estimation de l'e

425

Pour les deux mesures de revenu, on peut rejeter l'hypothe Áse nulle de nonconvergence au seuil de 1 %. Comme l'ont montre Â Coulombe et Lee (1995) pour la pe Â riode 1961-1991, la vitesse de convergence est moins rapide lorsque les transferts gouvernementaux sont soustraits du revenu personnel, ce qui sugge Áre que le fe Âde Â ralisme canadien ait redistribue Â le revenu des provinces riches vers les provinces pauvres. Le mode Á le de BMS pre Â dit que le capital humain doit converger a Á la me Ã me vitesse que le revenu. Nous avons utilise Â la statistique de Wald afin de de Âterminer s'il existe une diffe Ârence significative entre la vitesse de convergence du revenu et celle du capital humain

281

. L'hypothe Á se nulle relative a Á l'e Â galite Â des vitesses de

convergence est rejete Âe au seuil de 1 % pour tous les indicateurs base Âs sur la population de 15 a Á 24 ans. Pour les femmes de 15 ans et plus et de 25 ans et plus, l'hypothe Á se nulle est rejete Â e pour tous les indicateurs sauf pour les estimations base Â es sur le revenu personnel

et

e

Â e. Pour les indicateurs de scolarite Â des la 9 anne

deux sexes de 15 ans et plus et de 25 ans et plus, on ne peut rejeter l'hypothe Áse nulle dans le cas du revenu personnel. Dans le cas du revenu personnel moins les transferts gouvernementaux, l'hypothe Áse nulle n'est pas rejete Âe au seuil de 5 % pour 1) les hommes de 25 ans et plus, et 2) les deux sexes de 25 ans et plus

et

l'indice de capital humain base Â sur le diplo Ã me universitaire. En ge Âne Â ral, ces re Â sultats sugge Á rent que pour les re Â gions canadiennes, les indicateurs de scolarite Â base Â s sur la population de 15 a Á 24 ans, ou sur les femmes, ne sont pas de bonnes approximations des stocks relatifs de capital humain pour l'ensemble des e Âconomies provinciales dans le cadre des pre Âdictions du mode Ále de BMS.

4. ESTIMATION DE L'EÂLASTICITEÂ DU REVENU NATIONAL AU CAPITAL HUMAIN

Dans cette Section, nous estimons l'e Âlasticite Â du revenu national au capital humain, soit la part de la re Âmune Â ration du capital humain dans le revenu national en re Â gime de croissance e Âquilibre Â . En prenant les logarithmes des deux co Ã te Â s de l'e Â quation (3), on obtient :

y hit it ln Y 1 ÿ ln H t t

La comptabilite Â nationale nous fournit une estimation comptable de

30 sur la base

de la part de la re Âtribution du capital physique (soit un moins la part des salaires). Au Canada, la moyenne annuelle de la part de la re Âtribution du capital physique, 281

Les statistiques Wald sont presente Â es dans Coulombe et Tremblay (2000).

426


excluant le secteur agricole pour lequel on ne dispose pas de donne Âes permettant de se Â parer la re Âtribution du travail de celle du capital physique, par rapport au revenu inte Â rieur net entre 1951 et 1996 s'e Âtablit a Á 0,287. Cette part est relativement constante dans le temps

282

.

0 ÂteÂ estimeÂe avec un terme d'erreur additif ajouteÂ au coÃteÂ L'e Â quation (3 ) a e

droit par la me Â thode des MCG, encore pour tenir compte de l'he Âte Â rosce Â dasticite Â, en combinant l'information en coupes transversales, les provinces, et longitudinales durant la pe Âriode 1951-1996. Nous pre Â sentons au tableau 21.3 les re Âsultats pour les deux mesures de revenu par habitant analyse Âes pre Â ce Â demment. Plusieurs re Â sultats inte Âressants ressortent de l'analyse du tableau 21.3. Le premier point est que, pour tous les indices de scolarite Â conside Â re Â s, l'e Â lasticite Â estime Â e est plus e Â leve Â e lorsque les transferts gouvernementaux sont exclus du revenu personnel par habitant. Ceci n'a rien de surprenant puisque l'investissement en e Â ducation, de base et universitaire, accroõÃt la capacite Â de gagner un revenu sur le marche Â du travail et re Â duit la de Âpendance a Á l'e Â gard des transferts gouvernementaux. Le second point concerne l'e Âlasticite Â tre Ás e Â leve Â e, dans le voisinage de 1, de l'indice de capital humain base Â sur le pourcentage de la population ayant termine Â e

Â e. Si ce chiffre est retenu comme mesure de l'e Âlasticite Â du au moins une 9 anne capital humain dans la fonction de production agre Âge Â e, la somme des coefficients et

est largement supeÂrieure aÁ un, ce qui implique que l'accumulation conjointe de

capital physique

et

de capital humain dans l'e Âconomie canadienne ge Âne Á re des

rendements croissants. Cependant, tous les Canadiens aujourd'hui terminent au e

Â e, ce qui suppose que le stock de ce type de capital humain par moins la 9 anne habitant ne peut augmenter dans l'avenir. Dans une e Âconomie ou Á s forte Á la tre majorite Â de la population ont un minimum de scolarite Â, une hausse e Âquilibre Â e entre le capital physique et humain du ratio Capital/Main d'úuvre ne peut donc s'effectuer par l'investissement simultane Â en capital humain de base et en capital phyÁ l'oppose sique. A Â , dans une e Â conomie ou Á un faible pourcentage de la population a e

Â e, la forte e Â lasticite Â du capital humain de base dans la fonction de termine Â la 9 anne production implique qu'il serait extre Ãmement rentable pour cette e Âconomie d'investir simultane Â ment dans la formation de base et en capital physique. Le troisie Á me point concerne l'estimation de l'e Âlasticite Â du capital humain mesure Â par l'indice d'e Âducation supe Ârieure. Les diffe Ârentes estimations de l'e Âlasticite Â se situent dans le voisinage de 0,5 avec un intervalle de confiance de 95 % entre 0,42 et 0,59. Ces estimations coõÈncident avec celles de Mankiw (1995) Â tats-unis concernant la part du capital humain dans le revenu national aux E mentionne Â es pre Â ce Â demment. 282

Cette part varie entre un maximum de 0,33 et un minimum de 0,25 entre 1951 et 1996. Les donne Âes sont tire Â es

de la publication në 13-531 de Statistique Canada intitule Âe

Comptes nationaux des revenus et deÂpenses

.

Â lasticite Â du revenu national au capital humain Estimation de l'e

427

Tableau 21.3 Part de la reÂtribution implicite du capital dans le revenu national (1951-1996) Mesures du revenu et Indices de scolariteÂ Revenu personnel par habitant

Revenu personnel par habitant moins les transferts gouvernementaux

Pourcentage de la Pourcentage de la Pourcentage de la Pourcentage de la pop. ayant au pop. ayant au pop. ayant au pop. ayant au moins un diploÃme moins un diploÃme moins une moins une universitaire universitaire 9e anneÂe 9e anneÂe 15 ans Deux et plus sexes Hommes Femmes 15Deux 24 ans sexes Hommes Femmes 25 ans Deux et plus sexes Hommes Femmes

1,49 (0,030) 0,89 1,36 (0,030) 0,90 1,48 (0,093) 0,67 1,77 (0,096) 0,78 1,50 (0,062) 0,80 1,80 (0,267) 0,58 1,25 (0,022) 0,89 1,14 (0,019) 0,91 1,20 (0,085) 0,63

107 0,57 [102, 1,11] (0,050) 0,75 0,97 0,54 [0,92, 1,01] (0,034) 0,77 1,05 0,49 [0,92, 1,19] (0,049) 0,69 1,26 0,38 [1,12, 1,40] (0,014) 0,68 1,07 0,39 [0,98, 1,16] (0,037) 0,52 1,28 0,32 [0,90, 1,66] (0,036) 0,47 0,89 0,59 [0,86, 0,92] (0,050) 0,77 0,81 0,56 [0,78, 0,84] (0,039) 0,77 0,85 0,52 [0,73, 0,97] (0,045) 0,72

0,41 1,69 [0,33, 0,48] (0,060) 0,79 0,39 1,56 [0,34, 0,44] (0,062) 0,80 0,35 1,64 [0,28, 0,42] (0,123) 0,59 0,27 1,95 [0,25, 0,29] (0,154) 0,66 0,28 1,71 [0,23, 0,33] (0,084) 0,74 0,23 1,89 [0,17, 0,28] (0,336) 0,47 0,42 1,41 [0,35, 0,49] (0,040) 0,81 0,40 1,31 [0,35, 0,46] (0,043) 0,82 0,37 1,35 [0,31, 0,44] (0,103) 0,58

1,21 0,69 [1,12, 1,29] (0,056) 0,76 1,11 0,69 [1,02, 1,20] (0,052) 0,79 1,17 0,58 [0,99, 1,34] (0,055) 0,68 1,39 0,42 [1,17, 1,61] (0,031) 0,50 1,22 0,46 [1,10, 1,34] (0,045) 0,47 1,35 0,35 [0,87, 1,83] (0,050) 0,37 1,01 0,73 [0,95, 1,06] (0,058) 0,79 0,93 0,72 [0,87, 0,99] (0,054) 0,79 0,96 0,62 [0,81, 1,11] (0,051) 0,72

0,49 [0,41, 0,57] 0,49 [0,42, 0,57] 0,41 [0,33, 0,49] 0,30 [0,25, 0,34] 0,33 [0,27, 0,39] 0,25 [0,17, 0,32] 0,52 [0,44, 0,60] 0,51 [0,44, 0,59] 0,44 [0,37, 0,51]

On trouve les valeurs estimeÂes du coefficient du logarithme de l'indicateur du capital humain dans l'eÂquation (30 ) au coÃteÂ gauche de chaque colonne. On retrouve en dessous de ce chiffre l'eÂcart-type entre parentheÁses et le R carreÂ ajusteÂ. Le chiffre que l'on retrouve au coÃteÂ droit de chaque colonne est la part implicite estimeÂe du capital humain dans le revenu national. Nous avons utiliseÂ un eÂchantillon eÂquilibreÂ de 60 observations pour toutes les reÂgressions, aÁ l'exception de celle portant sur les femmes de 15 aÁ 24 ans avec un diploÃme universitaire car cet indicateur eÂtait nul pour Terre-Neuve en 1951. Pour cette reÂgression, nous utilisons un eÂchantillon non eÂquilibreÂ en coupe transversale de 59 observations. Enfin, notons que la valeur estime Âe de l'e Â lasticite Â du capital humain, mesure Â par l'indice d'e Âducation supe Ârieure, permet de rejeter l'hypothe Áse de rendement constant a Á l'accumulation du capital des mode Á les de croissance

428


endoge Ánes de type AK puisque l'intervalle de confiance a Á 95 % montre que l'estimation varie entre 0,42 et 0,59. Sur le plan de la the Âorie e Â conomique, la valeur critique de

est 1 ÿ , soit 0,71, eÂtant donneÂ l'estimation que nous avons

obtenue de l'e Âlasticite Â du revenu au capital physique. Si la somme de l'e Âlasticite Â des facteurs que l'on peut accumuler est infe Ârieure a Á l'unite Â , la loi des rendements de Â croissants continue de s'appliquer, et l'accumulation de capital ne peut e Ãtre une source de croissance du revenu par habitant a Á long terme. Le mode Ále ne Â oclassique de croissance dans ce cas permet d'expliquer le rattrapage des e Âconomies par le phe Â nome Á ne de convergence.

5. LA CONTRIBUTION DU CAPITAL HUMAIN AÁ LA CONVERGENCE REÂGIONALE

L'analyse empirique des deux sections pre Âce Â dentes ne fait pas ressortir une relation directe entre l'accumulation du capital humain et la convergence du revenu par habitant. Pour tester plus directement les pre Âdictions du mode Ále de BMS relatives a Á la convergence du revenu, on doit e Âtablir une relation empirique entre l'accumulation du capital humain comme variable inde Âpendante et la crois-

0

Âorique sance du revenu par habitant. L'e Âquation (3 ) nous donne la relation the entre le revenu relatif par habitant et le stock relatif de capital humain pour chacune des provinces. On peut donc remplacer au co Ã te Â droit de l'e Âquation de re Â gression (6) le niveau initial de revenu par le stock initial de capital humain. On obtient alors la relation suivante :

yi;tP=YtP b lnhi;t ui ln P yi;t =Yt Ht

7

1

Dans cette e Â quation de convergence modifie Â e, le parame Á tre

b

est e Â gal a Á

ÿ=1 ÿ 1 ÿ eÿ M =M . L'hypotheÁse de convergence absolue implique

que

b

doit e Ã tre e Â gal a Á ze Â ro. Comme pre Âce Â demment, nous testons l'e Âquation (7)

avec un terme d'erreur additif par la me Âthode des MCG. Les re Âsultats sont pre Âsente Â s au tableau 21.4. Á l'exception de deux cas, toutes les estimations du parame A Átre

b

sont

significativement diffe Ârentes de ze Â ro et ne Â gatives. Encore une fois, les re Âsultats des estimations ne corroborent pas les pre Âdictions du mode Ále the Â orique quand le stock de capital humain est mesure Â par la scolarite Â des 15-24 ans. En ce qui concerne le diplo Ã me universitaire, le parame Á tre

b

n'est pas significatif pour ce

groupe d'a Ã ge dans deux cas. Comme on devait s'y attendre, en comparant les colonnes 1 a Á 2 et 3 a Á 4, les valeurs estime Âes du parame Á tre sont plus e Âleve Â es pour le niveau de scolarite Â de re Âfe Â rence de la neuvie Á me anne Â e car l'e Â lasticite Â estime Â e du

Á la convergence re Â gionale La contribution du capital humain a

429

Tableau 21.4 ReÂgressions du taux de croissance du revenu sur le niveau initial du stock de capital humain

Mesures du revenu et indices de scolariteÂ Revenu personnel par habitant

Revenu personnel par habitant moins les transferts gouvernementaux

Pourcentage de la Pourcentage de la Pourcentage de la Pourcentage de la pop. ayant au pop. ayant au pop. ayant au pop. ayant au moins un diploÃme moins un diploÃme moins une moins une universitaire universitaire 9e anneÂe 9e anneÂe 15 ans Deux et plus sexes Hommes Femmes 15Deux 24 ans sexes Hommes Femmes 25 ans Deux et plus sexes Hommes Femmes

±0,027 (0,005) 0,24 ±0,027 (0,004) 0,28 ±0,024 (0,005) 0,18 ±0,035 (0,005) 0,28 ±0,034 (0,005) 0,32 ±0,031 (0,006) 0,22 ±0,021 (0,004) 0,21 ±0,021 (0,004) 0,24 ±0,019 (0,004) 0,15

±0,011 (0,002) 0,22 ±0,013 (0,002) 0,26 ±0,009 (0,002) 0,18 ±0,008 (0,002) 0,13 ±0,007 (0,003) 0,07 ±0,005 (0,002) 0,08 ±0,012 (0,002) 0,23 ±0,013 (0,003) 0,24 ±0,009 (0,002) 0,19

±0,024 (0,005) 0,17 ±0,024 (0,005) 0,20 ±0,020 (0,006) 0,11 ±0,032 (0,005) 0,24 ±0,032 (0,005) 0,26 ±0,029 (0,005) 0,19 ±0,018 (0,004) 0,13 ±0,019 (0,004) 0,17 ±0,015 (0,005) 0,09

±0,009 (0,002) 0,13 ±0,010 (0,002) 0,17 ±0,007 (0,002) 0,10 ±0,006 (0,002) 0,07 ±0,005a (0,003) 0,03 ±0,003a (0,002) 0,02 ±0,010 (0,002) 0,14 ±0,010 (0,003) 0,15 ±0,007 (0,002) 0,10

Indique que la valeur estimeÂe du coefficient n'est pas significatif au seuil de 5 %. On retrouve en dessous des valeurs estimeÂes du coefficient de l'eÂquation (7) l'eÂcart-type entre parentheÁses et le R carreÂ ajusteÂ. L'indicateur portant sur les femmes de 15 aÁ 24 ans avec un diploÃme universitaire eÂtait nul pour Terre-Neuve en 1951. Pour cette reÂgression, nous utilisons un eÂchantillon non eÂquilibreÂ en coupe transversale de 49 observations. a

revenu a Á cet indicateur de capital humain est beaucoup plus e Âleve Â que dans le cas des e Â tudes universitaires. On ne doit pas se surprendre de retrouver des

R

2

beaucoup plus faibles pour

cette spe Â cification que pour celle de la section pre Âce Â dente. Les niveaux relatifs du

430


stock de capital humain expliquent une plus grande partie de l'e Âvolution des

niveaux

relatifs de revenu par habitant que des

revenu. Les

R

2

taux de croissance

relatifs du

de la re Â gression habituelle de convergence, avec le revenu initial

comme variable inde Â pendante, que l'on retrouve au tableau 2, varient entre 0,38 et 0,5. Pour la spe Â cification modifie Â e de l'e Â quation de convergence avec le stock de capital humain du co Ã te Â droit de la re Â gression, dans le cas de la population des deux sexes et des hommes, de 15 ans et plus et de plus de 25 ans, les

R

2

sont approxi-

mativement la moitie Â , ou un peu moins, que ceux que l'on retrouve pour l'e Âquation de convergence traditionnelle. Il ressort de cette analyse que le mode Ále d'e Â conomie ouverte de BMS explique a Á lui seul environ 50 % de la convergence du revenu par habitant observe Âe entre les provinces canadiennes depuis le de Âbut des anne Â es 1950.

6. CONCLUSION La convergence d'une varie Âte Â d'indicateurs de niveau de vie entre les re Â gions canadiennes apre Ás la Seconde Guerre mondiale est maintenant un fait stylise Â bien e Â tabli. Jusqu'a Á pre Â sent, l'analyse empirique n'avait pas tente Â d'expliquer ce phe Ânome Á ne. L'explication importe car diffe Ârents cadres d'analyse concordent avec le phe Ânome Á ne de convergence. Si l'on veut directement lier la convergence au mode Ále de croissance ne Â oclassique et aux rendements de Âcroissants a Á l'accumulation du capital, la convergence doit e Ãtre explique Â e par l'accumulation du capital. La principale contribution de cette e Âtude est justement de montrer qu'une partie notable de la convergence des niveaux de vie entre les re Â gions canadiennes peut e Ãtre explique Âe par la dynamique d'accumulation du capital humain. L'inte Â re Ã t de l'e Â tude re Â side e Â galement dans la comparaison des re Âsultats entre diffe Â rents indices de capital humain. Ainsi, il ressort que l'investissement dans la formation de base peut s'ave Ârer extre Ã mement rentable pour une e Âconomie qui en serait relativement de Âpourvue. Par exemple, un e Âcart de revenu important entre deux re Â gions W et F d'un me Ãme pays ou Á l'on retrouve sensiblement les me Ã mes taux de formation universitaire pourrait s'expliquer par une diffe Ârence relativement faible dans la formation de base. L'analyse du cas du Que Âbec dans Á cette e les anne Â es 1950 et 1960 illustre ce point. A Â poque, le Que Â bec demeurait une province relativement pauvre en de Âpit du fait qu'elle e Âtait bien dote Â e en diplo Ã me Âs universitaires. Cependant, sa population e Âtait relativement de Âpourvue de formation ge Â ne Â rale. L'analyse de ce cas sugge Áre que la formation universitaire est une condition ne Âcessaire mais non suffisante a Á la croissance e Âconomique. La formation ge Â ne Â rale de la main-d'úuvre est e Âgalement ne Âcessaire.

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ANNEXES STATISTIQUES

Â Â es en collaboration avec Marc D EMEUSE, Claire GAVRAY, Michel LAFFUT, Elabore

Sylvie PETIT, Christine RUYTERS, Vincent VANDENBERGHE

Annexe 1.

Indicateurs de dispariteÂs sur le marcheÂ du travail. Comparaisons europeÂennes

Annexe 2.

ReÂsultats comparatifs des eÂtudes internationales sur l'apprentissage des sciences, des matheÂmatiques et compreÂhension aÁ la lecture

Annexe 3.

Facteurs de dispariteÂs sur le marcheÂ du travail en Belgique

Annexe 4.

Indicateurs de sous-emploi et de reÂserve de maind'úuvre en Belgique

1

ANNEXE

Â INDICATEURS DE DISPARITES Â SUR LE MARCHE DU TRAVAIL. Â ENNES COMPARAISONS EUROPE Á la lecture Aide a

436

Annexes statistiques

A.1 Source de donneÂes

Les tableaux de l'annexe 1 sont baseÂs sur les donneÂes pondeÂreÂes de l'enqueÃte communautaire sur les forces de travail reÂaliseÂe aÁ l'initiative d'Eurostat. Ils ont eÂteÂ construits aÁ partir d'extractions de la base de donneÂes originale relative au deuxieÁme trimestre de l'anneÂe 2000, fournies par Eurostat. La population totale envisageÂe ne reprend pas les non-reÂponses.

A.2 PreÂsentation des donneÂes

Dans chaque tableau, les donneÂes sont fournies pour: l'Union europeÂenne (UE-15), 1les pays (NUTS 0), les reÂgions (NUTS 1) de l'UE-15 et pour les pays candidats . Elles consistent soit en des pourcentages (repreÂsentant, selon les cas, des taux ou des proportions de la population), soit en des rapports de dispariteÂ. Le rapport de dispariteÂ est le rapport, au sein d'une population de reÂfeÂrence , de deux sous-populations ( 1 et 2) concerneÂes par un criteÁre de reÂpartition c, pondeÂreÂes par le total de chacune de ces deux sous-populations. Les sous-populations retenues sont le sexe (H/F), le niveau d'instruction (bas/haut) et l'aÃge (< 30 ans (ou < 25 ans)/50-64 ans). Exemple: soit la population en emploi salarieÂ 1 les hommes 2 les femmes l'emploi temporaire X

x

x

X

x

x

c

2 x2 c x1 x2 1 R x c 1 x1 c x2 x1 x c

Les donneÂes publieÂes se conforment aux recommandations d'Eurostat en matieÁre de publication et de diffusion des donneÂes, selon lesquelles les « donneÂes extreÃmement peu fiables» ne sont pas publieÂes, tandis que les « donneÂes peu fiables» apparaissent entre crochets. 1 Il convient de remarquer que la mise en place des standards des enqueÃtes sur les forces de travail dans les pays

candidats est loin d'eÃtre compleÁte. DiffeÂrents points restent probleÂmatiques, tels que la couverture de l'enqueÃte, les eÂleÂments ou les reÂponses manquantes, la classification des reÂpondants par leur statut professionnel..., qui invitent aÁ consideÂrer avec reÂserve les reÂsultats. Des renseignements sur l'historique et la meÂthodologie de ces enqueÃtes sont disponibles dans la publication d'Eurostat: « EnqueÃtes sur les forces de travail dans les pays d'Europe centrale et de l'est: meÂthodes et deÂfinitions, 1999». En outre, une preÂsentation deÂtailleÂe des normes europeÂennes concernant les enqueÃtes sur les forces de travail est eÂgalement disponible dans la publication d'Eurostat: «EnqueÃte sur la population active: meÂthodes et deÂfinitions, eÂdition 1998».

Â s sur le marche Â du travail. Comparaisons europe Â ennes Indicateurs de disparite

437

A.3 Tableau A1.1

Le niveau d'instruction est mesureÂ en trois classes: 1. niveau d'instruction bas = diploÃme le plus eÂleveÂ : enseignement primaire ou secondaire infeÂrieur; 2. niveau d'instruction moyen = diploÃme le plus eÂleveÂ : enseignement secondaire supeÂrieur; 3. niveau d'instruction haut = diploÃme le plus eÂleveÂ : enseignement supeÂrieur.

A.4 Tableau A1.2

Les , au sens du Bureau International du Travail (B.I.T.) sont celles qui, durant la semaine de reÂfeÂrence: ± ont effectueÂ un travail pour un salaire ou des beÂneÂfices meÃme en nature, meÃme si ce travail n'a dureÂ qu'une heure, ou ± n'ont pas travailleÂ mais avaient un travail duquel elles ont eÂteÂ temporairement absentes. Les eÂtudiants en statut principal auto-deÂclareÂ2 sont retireÂs de la population d'inteÂreÃt. : personnes ayant un emploi, aÃgeÂes de 15 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants en statut principal auto-deÂclareÂ/population totale aÃgeÂe de 15 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ. Le ne fait reÂfeÂrence qu'aux salarieÂs. La distinction entre un emploi aÁ temps plein et un emploi aÁ temps partiel est baseÂe sur la deÂclaration subjective du reÂpondant. Le ne fait reÂfeÂrence qu'aux salarieÂs. Il se rapporte au travail inteÂrimaire, aux contrats aÁ dureÂe deÂtermineÂe (CDD) ou aux emplois aÁ terme fixe, caracteÂriseÂs par l'accord entre le salarieÂ et l'employeur sur les conditions objectives selon lesquelles un emploi se termine, comme par exemple une date speÂcifique, l'accomplissement d'une taÃche ou le retour d'un autre employeÂ qui avait eÂteÂ temporairement remplaceÂ. Cela s'applique en particulier aux: ± personnes ayant un emploi saisonnier; ± personnes engageÂes par une agence ou un bureau de placement et loueÂes aÁ un tiers pour accomplir une taÃche speÂcifique (sauf s'il y a un contrat aÁ dureÂe indeÂtermineÂe (CDI) eÂcrit avec l'agence ou l'eÂchange d'emploi); ± personnes avec des contrats de formation speÂcifiques. personnes ayant un emploi

Taux d'emploi

Á temps partiel travail a

travail temporaire

2 Le statut principal autodeÂclareÂ est le statut tel qu'il est percËu par la personne. Ce statut peut eÃtre diffeÂrent du statut BIT. Par exemple, une personne qui se deÂclare eÂtudiante peut eÃtre consideÂreÂe comme ayant un emploi au sens du BIT si elle a travailleÂ au moins une heure contre reÂmuneÂration dans la semaine de reÂfeÂrence.

438


S'il n'y a aucun criteÁre objectif pour la fin d'un emploi ou d'un contrat de travail, alors celui-ci est consideÂreÂ comme un contrat permanent ou un CDI.

A.5 Tableau A1.3

Les personnes actives inoccupeÂes, ou , sont celles qui : ± n'avaient pas d'emploi durant la semaine de reÂfeÂrence, et ± eÂtaient activement aÁ la recherche d'un emploi durant les 4 semaines preÂceÂdentes et, ± eÂtaient disponibles afin de deÂbuter le travail dans les 2 semaines suivantes. Les personnes ayant deÂjaÁ trouveÂ un emploi deÂbutant plus tard sont eÂgalement classifieÂes comme choÃmeurs. Les eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ sont retireÂs de la population d'inteÂreÃt. : choÃmeurs hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ/population active (= personnes ayant un emploi + choÃmeurs, hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ) Le est deÂfini par la peÂriode de un an ou plus eÂcouleÂe depuis le dernier emploi ou depuis la recherche d'emploi. Ã meurs au sens du BIT cho

Ã mage Taux de cho

Ã mage de longue dure Âe cho

A.6 Tableau A1.4

L'eÂducation et la formation (noteÂe « formation permanente » dans le tableau) ne s'applique qu'aux personnes qui, durant les 4 semaines preÂceÂdentes, ont suivi des cours ou une formation pertinents par rapport aÁ leur emploi actuel ou aÁ leur futur emploi possible. Cela inclut donc l'eÂducation initiale, l'enseignement compleÂmentaire, la formation continue ou compleÂmentaire, la formation au sein de l'entreprise, l'apprentissage, la formation sur le tas, les seÂminaires, l'enseignement par correspondance, le teÂleÂ-enseignement, les cours du soir, l'autoapprentissage, etc. ainsi que les cours suivis par inteÂreÃt personnel et toutes les formes d'enseignement et de formation concernant des matieÁres telles que les langues, l'informatique, la gestion, l'art et la culture, la santeÂ et la meÂdecine.

439


Tableau A1.1

Niveaux d'eÂducation de la population aÃgeÂe de 15 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ

Part des personnes de niveau Rapports de dispariteÂ femd'eÂducation mes/hommes Bas en %

Rapports de dispariteÂ < 30 ans/50-64 ans

Haut en % Niveau d'eÂdu- Niveau d'eÂdu- Niveau d'eÂdu- Niveau d'eÂducation bas cation haut cation bas cation haut

Âenne (15) Union europe

36,7

19,8

1,1

0,9

0,6

1,0

Belgique ReÂgion Bruxelles-capitale Vlaams Gewest ReÂgion Wallonne Danemark Allemagne Baden-WuÈrttemberg Bayern Berlin Brandenburg Bremen Hamburg Hessen Mecklenburg-Vorpommern Niedersachsen Nordrhein-Westfalen Rheinland-Pfalz Saarland Sachsen Sachsen-Anhalt Schleswig-Holstein ThuÈringen GreÁce Voreia Ellada Kentriki Ellada Attiki Nisia Aigaiou, Kriti Espagne Noroeste Noreste Comunidad de Madrid Centro (ES) Este Sud Canarias France ÃIle de France Bassin Parisien Nord - Pas-de-Calais Est Ouest Sud-Ouest Centre-Est MeÂditerraneÂe Irlande Italie Nord Ovest Lombardia Nord Est Emilia-Romagna

40,7 38,2 39,5 43,8 23,0 21,5 25,3 24,2 19,3 11,8 27,5 21,7 21,6 17,3 22,0 23,8 24,8 23,7 10,5 13,3 20,9 13,8 47,6 54,5 58,5 34,9 58,3 59,7 62,6 52,9 48,8 64,6 59,4 65,1 62,9 37,6 32,5 42,5 46,9 37,4 35,7 34,1 34,9 42,0 n.d. 55,2 54,8 52,4 53,9 52,4

26,5 37,0 26,4 23,9 23,4 21,4 22,4 20,7 30,4 29,0 17,7 22,9 22,5 24,2 18,1 17,5 18,7 16,2 28,0 24,1 19,5 26,6 15,8 14,0 11,0 20,3 11,1 20,5 18,0 27,0 28,0 17,5 20,1 17,0 16,3 20,9 32,0 15,6 13,7 17,7 17,9 20,2 22,1 18,9 n.d. 9,0 8,5 8,9 7,9 10,2

1,0 1,0 1,0 0,9 1,1 1,4 1,6 1,6 1,1 1,1 1,4 1,3 1,5 1,2 1,5 1,3 1,6 1,7 1,1 1,2 1,5 1,1 1,0 1,1 1,0 1,1 1,0 1,0 1,0 1,1 1,1 1,0 1,0 1,0 1,0 1,1 1,0 1,2 1,2 1,2 1,2 1,2 1,1 1,0 n.d. 1,0 1,0 1,0 1,1 0,9

1,1 1,0 1,1 1,2 1,1 0,7 0,6 0,6 1,0 1,0 0,6 0,8 0,6 1,0 0,6 0,6 0,5 0,4 0,9 1,0 0,5 1,0 0,8 0,9 0,9 0,8 0,9 1,0 1,0 0,9 0,9 1,1 1,0 1,0 1,1 1,1 1,0 1,2 1,0 1,1 1,1 1,1 1,1 1,1 n.d. 1,0 0,9 0,9 0,9 1,0

0,4 0,8 0,3 0,5 1,1 1,3 1,1 1,0 1,7 2,5 1,2 1,5 1,2 2,3 1,3 1,2 1,1 1,3 3,0 2,1 1,5 2,3 0,4 0,4 0,5 0,4 0,5 0,5 0,5 0,4 0,5 0,6 0,5 0,6 0,6 0,5 0,5 0,5 0,5 0,5 0,4 0,5 0,5 0,6 n.d. 0,6 0,5 0,5 0,5 0,5

1,7 1,0 2,0 1,4 0,7 0,4 0,5 0,5 0,4 0,3

0,6 0,6 0,2 0,5 0,5 0,4

0,3 0,3 0,5 0,3 1,4 1,7 1,7 1,1 1,4 2,1 2,4 2,7 1,7 2,5 2,4 1,9 1,7 1,8 1,6 2,2 2,3 1,9 2,1 1,8 1,8 1,6 n.d. 0,9 1,2 1,2 1,1 1,0

440


Centro (IT) Lazio Abruzzo-Molise Campania Sud Sicilia Sardegna Luxembourg Pays Bas Noord-Nederland Oost-Nederland West-Nederland Zuid-Nederland Autriche OstoÈsterreich SuÈdoÈsterreich WestoÈsterreich Portugal Portugal (Continent) AcËores Madeira Finlande Manner-Suomi AÊland SueÁde Royaume Uni North East North West (y.c. Merseyside) Yorkshire and The Humber East Midlands West Midlands Eastern London South East South West Wales Scotland Northern Ireland

54,9 47,5 52,7 60,2 60,2 60,0 63,3 39,3 34,9 34,5 37,1 32,3 38,5 25,5 23,6 24,9 28,0 78,9 78,5 86,7 85,8 27,2 27,1 36,3 23,4 18,5 22,1 18,9 19,2 19,7 22,5 17,2 17,9 12,8 14,2 22,0 20,1 27,7

9,3 12,1 9,5 8,4 8,5 8,3 6,7 17,3 23,5 20,4 20,8 26,7 20,8 13,1 15,1 10,8 12,1 9,0 9,2

30,6 30,6

27,6 25,3 18,5 22,7 22,1 21,9 22,5 23,8 35,0 28,7 25,7 23,5 26,5 19,4

1,0 1,0 1,0 1,0 1,1 1,0 0,9 1,2 1,2 1,1 1,2 1,2 1,2 1,6 1,6 1,6 1,6 0,9 0,9 0,9 0,9 0,9 0,9 [0,9] 0,9 1,3 1,3 1,4 1,4 1,4 1,3 1,3 1,2 1,3 1,4 1,2 1,5 1,1

1,1 0,9 0,9 1,0 1,0 0,9 1,5 0,8 0,8 0,9 0,8 0,8 0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 1,5 1,5

1,2 1,2

0,6 0,6 0,6 0,8 0,8 0,8 0,8 0,7 0,7 0,7 0,7 0,8 0,7 0,8 1,0 0,6 0,7 0,8 0,8 0,9 0,8 0,5 0,5

1,0 0,7 0,9 0,6 0,7 0,5 [0,5] 1,2 0,9 0,8 0,8 1,0 1,1 0,7 0,8 0,6 0,7 1,3 1,4

0,9 0,9

1,2 0,9 0,8 0,9 1,0 0,8 0,8 0,9 0,9 0,9 0,9 1,0 1,1 1,0

0,6 0,4 0,4 0,4 0,4 0,4 0,4 0,4 0,3 0,3 0,4 0,4 0,3 0,4

0,9 0,8 0,8 0,8 0,7 0,8 0,8 0,8 1,2 0,8 0,8 0,7 1,0 1,0

Pays candidats

24,5

12,0

1,2

1,1

0,5

0,7

Bulgarie Chypre ReÂpublique TcheÁque Estonie Hongrie Lituanie Lettonie Pologne Roumanie SloveÂnie ReÂpublique Slovaque

36,4 36,0 16,5 16,7 30,1 17,1 23,7 20,0 32,1 24,8 15,3

15,2 24,4 10,1 26,0 12,8 39,4 15,1 10,4 8,2 14,6 9,2

1,0 1,2 1,6 0,8 1,3 1,0 0,8 1,1 1,4 1,4 1,7

1,4 0,9 0,8 1,7 1,1 1,3 1,2 1,3 0,8 1,3 0,9

0,9 0,4 1,0 0,7 0,5 0,6 1,3 0,4 0,5 0,4 0,2

0,5 1,9 0,6 0,7 0,7 0,7 0,5 0,8 0,6 0,9 0,8

Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabiliteÂ ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.). Â es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne


Tableau A1.2

441

Population active occupeÂe aÃgeÂe de 15 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ*. DureÂe et permanence de l'emploi

Emploi salarieÂ aÁ temps partiel

Emploi global

Taux Rapports de dispariteÂ Taux Rapports de dispariteÂ d'emploi en matieÁre d'emploi d'emploi en matieÁre d'emploi aÁ en % aÁ temps temps partiel partiel en % Femmes/ < 30 ans/ Niveau Femmes/ < 30 ans/ Niveau hommes 50-64 ans eÂducahommes 50-64 ans eÂducation tion bas/haut bas/haut

Emploi salarieÂ temporaire Taux Rapports de dispariteÂ d'emploi en matieÁre d'emploi tempo- salarieÂ temporaire raire en % Femmes/ < 30 ans/ Niveau hommes 50-64 ans eÂducation bas/haut

Âenne (15) Union europe

66,7

0,7

1,3

0,7

18,7

5,7

0,9

1,3

13,3

1,2

4,9

1,7

Belgique ReÂgion Bruxelles-capitale Vlaams Gewest ReÂgion Wallonne Danemark Allemagne Baden-WuÈrttemberg Bayern Berlin Brandenburg Bremen Hamburg Hessen Mecklenburg-Vorpommern Niedersachsen Nordrhein-Westfalen Rheinland-Pfalz Saarland Sachsen Sachsen-Anhalt Schleswig-Holstein ThuÈringen GreÁce Voreia Ellada Kentriki Ellada Attiki Nisia Aigaiou, Kriti Espagne Noroeste Noreste Comunidad de Madrid Centro (ES) Este Sud Canarias France ÃIle de France Bassin Parisien Nord - Pas-de-Calais Est Ouest Sud-Ouest Centre-Est MeÂditerraneÂe Irlande Italie Nord Ovest

68,8 63,0 72,2 64,1 80,5 65,3 69,4 70,4 60,4 61,9 61,4 66,0 66,9 62,0 64,4 62,8 66,0 61,0 62,6 59,0 66,8 65,0 63,1 62,5 64,5 62,2 66,2 54,7 52,2 58,5 56,9 52,6 60,9 46,7 53,5 70,2 75,1 70,1 60,8 71,5 72,0 70,3 71,5 62,4 72,8 60,0 64,9

0,7 0,8 0,8 0,7 0,9 0,8 0,8 0,8 0,9 0,9 0,8 0,8 0,8 0,9 0,8 0,7 0,8 0,8 0,9 0,9 0,8 0,9 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,6 0,5 0,6 0,5 0,6 0,8 0,9 0,8 0,7 0,8 0,8 0,8 0,8 0,7 0,7 0,6 0,7

2,1 1,4 2,3 1,9 1,3 1,2 1,1 1,2 1,0 1,2 1,1 1,0 1,1 1,4 1,1 1,2 1,2 1,3 1,2 1,3 1,1 1,2 1,4 1,3 1,1 1,7 1,3 1,0 0,8 1,0 1,0 0,9 1,1 1,0 0,9 1,5 1,4 1,6 1,6 1,7 1,7 1,5 1,5 1,6 1,6 1,6 2,2

0,6 0,6 0,6 0,6 0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 0,6 0,6 0,7 0,7 0,7 0,6 0,6 0,6 0,6 0,7 0,6 0,7 0,8 0,7 0,7 0,7 0,6 0,7 0,7 0,8 0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 0,7 0,7 0,7 0,7 0,5 0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 n.d. 0,6 0,6

20,7 18,8 20,8 21,0 22,4 19,9 22,4 21,1 18,5 12,3 22,3 21,4 22,2 9,4 21,3 20,9 21,6 22,6 13,9 11,1 24,0 12,8 3,9 3,9 5,0 3,6 4,3 8,3 6,7 9,7 6,2 8,7 9,1 8,3 8,8 17,7 12,9 17,0 19,0 17,8 19,9 20,1 20,2 20,1 17,8 9,2 8,9

6,7 3,7 7,9 6,0 3,5 8,3 9,6 9,1 3,3 6,5

0,9 1,5 0,7 1,3 1,8 0,6 0,6 0,4 1,3 0,7

1,4 1,6 1,4 1,3 2,1 1,6 1,5 1,7 1,4 0,8

9,0 8,3 8,3 10,6 10,2 12,6 11,7 10,6 16,3 17,1 13,8 14,2 10,5 21,6 11,1 11,3 11,4 12,4 17,7 17,2 11,6 18,8 13,1 16,7 14,4 9,0 24,7 32,1 32,7 29,5 20,1 33,7 30,2 45,1 35,6 14,5 10,6 14,9 16,9 14,5 16,5 15,9 14,8 16,5 4,3 10,1 8,6

1,8 1,7 1,9 1,9 1,3 1,0 1,1 1,0 1,0 0,9 1,2 1,2 1,0 1,2 1,0 1,1 1,0 1,0 1,0 1,0 0,9 1,0 1,4 1,4 1,4 1,4 1,6 1,1 1,1 1,4 1,3 1,1 1,2 1,1 1,1 1,1 1,1 1,1 1,0 1,1 1,1 1,2 1,1 1,1 1,6 1,4 1,4

4,9 [3,2] 4,3 7,3 5,0 7,9 12,9 9,7 6,4 3,8

1,3 0,9 1,2 1,4 3,2 3,2 3,0 3,3 2,3 9,4

3,7 8,5 7,0 10,4 8,7 12,8 10,7 5,9 8,9 8,3 6,5 3,1 2,8 2,1 4,5 [2,5] 6,6 9,1 9,4 6,1 10,2 5,9 5,0 5,1 5,7 3,9 7,1 5,5 7,4 6,5 5,4 6,6 5,1 4,1 4,7 6,6

1,0 0,7 0,4 0,4 0,6 0,5 0,7 0,5 0,6 0,5 0,4 1,8

1,3 1,9

1,5

1,6 1,5 2,3 1,8 0,6 0,9 1,7 0,6 1,7 1,2 [1,8] 2,1

1,7 1,6 1,7 2,3 1,8 1,4 2,2 1,4 0,9 1,2 0,9 1,2 0,6 0,8 0,9 0,9 1,0 0,7 1,7 1,6

1,3 1,1 1,4 1,1 1,2 1,2 1,4 1,7 1,6 1,5 1,5 1,4 1,7 1,6 1,7 1,3 1,5 n.d. 1,4 1,0

10,9 3,3 15,1 12,7 14,5

1,8 3,2 4,5 2,8 2,5 4,1

3,6 3,6 11,6 3,3 2,8 2,8 3,0 3,1 1,9 4,1 4,9 4,4 7,0 3,7 3,9 3,1 4,1 7,3 5,9 7,8 9,0 6,7 7,8 8,2 9,2 5,3 2,8 3,6 5,2

7,5 6,9 3,5 6,3 1,9 2,1 1,9 1,3 2,1 1,4 1,3 0,9 1,2 1,5 1,3 1,7 1,2 1,2 1,1 1,2 1,3 1,3 1,2 1,1 1,1 1,4 n.d. 0,9 0,6

442


Lombardia Nord Est Emilia-Romagna Centro (IT) Lazio Abruzzo-Molise Campania Sud Sicilia Sardegna Luxembourg Pays Bas Noord-Nederland Oost-Nederland West-Nederland Zuid-Nederland Autriche OstoÈsterreich SuÈdoÈsterreich WestoÈsterreich Portugal Portugal (Continent) AcËores Madeira Finlande Manner-Suomi AÊland SueÁde Royaume Uni North East North West (y.c. Merseyside) Yorkshire and The Humber East Midlands West Midlands Eastern London South East South West Wales Scotland Northern Ireland

66,9 68,0 70,7 66,3 59,7 60,5 46,8 49,4 45,6 50,7 70,7 75,6 73,0 76,3 76,5 74,4 73,7 74,0 70,8 75,2 77,0 77,3 67,2 74,9 74,4 74,3 87,5 80,9 71,2 64,1 69,5 70,3 73,2 70,1 75,3 68,8 77,7 75,5 66,2 68,7 62,2

0,7 0,7 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,4 0,4 0,5 0,7 0,8 0,8 0,8 0,8 0,7 0,8 0,8 0,8 0,8 0,8 0,8 0,5 0,8 0,9 0,9 0,8 1,0 0,8 0,8 0,8 0,9 0,8 0,8 0,8 0,8 0,8 0,8 0,8 0,9 0,8

2,5 2,3 2,1 2,0 1,3 1,3 0,8 1,1 0,9 1,3 2,0 1,7 1,7 1,7 1,6 1,8 2,0 1,9 2,2 2,0 1,4 1,4 [1,6] 1,3 1,3 1,3

1,1 1,1 1,1 1,2 1,1 1,0 1,0 1,0 1,0 1,1 1,1 1,1 1,2 1,1

0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 0,7 0,5 0,6 0,5 0,5 0,7 0,7 0,7 0,7 0,7 0,7 0,7 0,7 0,6 0,7 0,8 0,8

0,7 0,7 [0,9] 0,8 0,6 0,5 0,5 0,6 0,7 0,6 0,7 0,5 0,7 0,7 0,5 0,6 0,5

Pays candidats

65,3

0,8

1,3

0,6


51,5 73,6 70,1 67,9 63,2 68,3 58,2 63,3 72,5 71,3 63,9

0,8 0,7 0,8 0,9 0,8 1,0 0,9 0,8 0,9 0,9 0,8

0,9 1,4 1,2 1,2 1,8 1,3 1,0 1,5 1,2 2,1 1,5

0,4 0,7 0,4 0,5 0,4 0,5 0,4 0,5 0,8 0,6 0,3

9,2 10,9 8,7 10,3 7,4 7,4 7,6 8,2 11,8 10,1 11,8 42,0 44,9 42,3 41,8 40,9 16,9 15,6 15,0 19,4 5,3 5,2

7,5 8,8 7,3 5,8 4,2 [8,8] 2,0 2,7 2,3 2,8 16,2 3,6 3,4 4,0 3,3 4,4 10,1 7,7 16,9 11,2 4,5 4,4

2,1 1,6 2,1 [3,3] 0,5 1,2 1,3 1,1 1,1 1,1 0,8 1,0 0,6 0,7 0,5 0,5

2,3 2,3

2,0 2,0

2,8 2,8

[9,9] 11,8 11,8

1,3 1,0 1,2 1,6 3,1

1,2 1,6 1,5 1,3 1,2 [0,8] [2,1] 2,0 1,8

1,7 1,2 1,1 1,1 1,3 1,4 1,8 1,8 1,7 1,8 0,9 0,8

6,7 8,4 9,0 8,9 9,1 8,5 13,3 15,3 18,9 17,2 3,4 13,8 17,0 13,6 13,4 13,5 7,9 6,0 10,2 9,0 20,4 20,7 20,8 [10,5] 17,6 17,7

1,8 1,8 1,8 1,6 1,4 1,8 1,3 1,4 1,2 1,3 1,7 1,5 1,5 1,8 1,3 1,5 1,1 1,0 1,2 1,2 1,2 1,2

3,8 3,2 [6,5] 5,7 6,6

3,6 2,6 2,7 [4,4]

4,5 [4,5] 4,8 4,4 4,3 10,8 17,6 5,4 12,2 3,2 3,2

0,5 0,5 0,7 0,8 1,0 [0,5] 1,5 2,0 1,4 [1,5] [1,1] 1,7 1,7 1,8 1,5 1,9 3,9 3,4 5,0 3,7 0,9 0,9

1,4 1,4

5,9 5,8

1,3 1,3

22,2 25,0 26,2 24,3 26,3 25,3 24,4 25,7 21,5 25,0 27,9 26,5 25,5 22,8

4,1 5,3 6,1 5,5 5,9 6,0 6,1 5,9 3,4 5,1 5,1 6,2 5,2 6,5

1,2 0,9 0,8 0,9 0,9 0,9 0,8 0,8 0,8 0,9 0,9 1,0 0,9 0,8

1,6 2,4 2,7 2,5 2,3 2,5 2,2 2,4 2,6 2,7 2,5 2,2 2,1 2,0

14,6 6,7 6,8 6,3 7,0 5,8 5,6 6,3 8,5 6,1 6,5 7,0 7,8 5,8

1,4 1,3 1,1 1,3 1,1 1,4 1,5 1,3 1,3 1,4 1,3 1,3 1,2 2,3

4,9 1,8 1,7 1,6 1,8 1,5 2,0 1,8 2,3 1,7 1,6 2,0 2,4

1,3 0,6

4,4

2,0

0,7

1,5

5,2

0,9

1,7

3,4

4,9 5,4 6,4 3,2 6,9 6,8 7,0 1,4 4,3 1,9

3,9 4,2 2,1 3,0 1,5 1,4 1,7 1,6 1,7 2,9

0,9 0,6 0,7 0,4 0,8 0,9 0,7 1,1 0,8 0,3

1,8 2,0 1,1 1,3 2,1 2,1 1,6 6,1 1,1 3,5

10,4 8,1 2,3 6,9 3,8 6,7 5,8 2,9 12,9 4,0

1,9 1,3 0,4 0,9 0,6 0,5 0,7 1,0 1,1 1,1

3,3 0,9 [2,1] 2,1

2,1 1,5 [5,6] 2,3 3,3 [7,5] 6,6 4,5 1,0 2,1

1,9 1,6 3,3 4,7 1,4

0,7 0,5 0,6 0,6 0,7 0,9 0,4 0,8

0,6

* Pour l'emploi aÁ temps partiel et le travail temporaire, les eÂtudiants n'ont pas eÂteÂ eÂcarteÂs de la population. Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabiliteÂ ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.). Â es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne


Tableau A1.3

443

Population active inoccupeÂe (choÃmeurs B.I.T.) aÃgeÂe de 15 aÁ 64 ans,

hors eÂtudiants en statut principal autodeÂclareÂ. ChoÃmage et dureÂe du choÃmage

ChoÃmage

ChoÃmage de longue dureÂe

Taux de Rapports de dispariteÂ en matieÁre Part du Rapports de dispariteÂ en matieÁre choÃmage de choÃmage choÃmage de choÃmage de longue dureÂe en % de longue Femmes/ < 25 ans/ Niveau dureÂe Femmes/ < 25 ans/ Niveau hommes 50-64 ans eÂducation (1 an et +) hommes 50-64 ans eÂducation bas/haut en % bas/haut Âenne (15) Union europe

Belgique ReÂgion Bruxelles-capitale Vlaams Gewest ReÂgion Wallonne Danemark Allemagne Baden-WuÈrttemberg Bayern Berlin Brandenburg Bremen Hamburg Hessen Mecklenburg-Vorpommern Niedersachsen Nordrhein-Westfalen Rheinland-Pfalz Saarland Sachsen Sachsen-Anhalt Schleswig-Holstein ThuÈringen GreÁce Voreia Ellada Kentriki Ellada Attiki Nisia Aigaiou, Kriti Espagne Noroeste Noreste Comunidad de Madrid Centro (ES) Este Sud Canarias France ÃIle de France Bassin Parisien Nord - Pas-de-Calais Est Ouest Sud-Ouest Centre-Est MeÂditerraneÂe Irlande Italie Nord Ovest

8,3

1,4

2,3

2,5

45,2

1,1

0,8

1,3

6,4 14,7 3,5 9,8 3,8 8,0 4,2 4,0 14,5 16,4 10,1 7,8 5,8 16,4 6,6 6,5 5,8 7,4 16,1 20,2 6,5 13,6 11,1 11,2 10,6 12,0 8,1 14,1 15,3 9,6 11,7 15,5 9,6 22,8 14,2 10,1 8,6 9,8 16,6 8,2 8,5 10,2 8,4 15,2 4,3 10,5 6,8

1,6 0,9 2,1 1,8 1,4 1,1 1,1 1,2 0,8 1,3 0,7 0,8 1,0 1,2 0,9 0,9 1,0 0,9 1,2 1,3 0,9 1,3 2,3 2,5 2,3 2,0 2,6 2,1 2,1 2,8 2,0 2,6 2,1 1,9 2,0 1,4 1,0 1,5 1,3 1,9 2,0 1,6 1,6 1,4 0,9 1,7 2,4

3,2 4,3 2,7 3,6 1,0 0,8 0,9 0,7 0,9 0,8

4,0 5,0 4,1 3,4 2,5 2,9 3,8 3,9 3,8 3,4

1,0 0,8 1,1 1,0 1,0 1,1 0,9 0,9 1,0 1,4

0,5 [0,4] 0,4 0,5

1,5 [1,5] 1,1 1,9 [1,0] 1,1 1,6 1,3 1,3 1,1

58,5 61,0 47,9 64,5 24,2 50,3 42,5 44,9 53,3 52,3 54,1 47,4 47,7 49,4 49,5 51,2 49,0 53,9 51,9 57,8 49,2 48,0 57,0 57,2 64,0 56,8 38,3 42,4 51,7 44,8 50,6 40,2 40,9 38,3 39,2 40,0 40,9 38,5 48,7 35,6 30,8 38,4 34,8 47,5

0,9 0,5 1,2 0,9 1,0

2,5 4,0 2,3 3,5 4,0 3,2

0,5 0,4 0,9 0,5 6,5 7,6 11,0 4,6 [6,5] 2,7 3,7 3,9 3,0 2,7 2,5 2,1 2,8 2,7 2,0 2,8 2,8 2,8 2,6 3,3 3,2 2,2 2,1 6,4 7,4

2,6 2,6 3,3 3,1 1,2 1,0 0,9 1,8 [0,8] 1,4 0,8 0,9 1,6 1,2 1,5 1,5 1,3 2,9 2,6 3,1 4,7 3,4 2,5 2,4 2,4 3,1 n.d. 2,0 1,8

0,9 0,9 1,3 1,0 0,8 0,8

0,3

0,3

1,2 1,5 1,2 0,9

1,4 1,3 0,9 1,3 1,2 1,2 1,3 1,2 [1,2] 1,3 1,4 1,4 1,2 1,5 1,1 1,3 1,3 1,1 1,0 1,1 1,2 1,2 1,0 1,1 1,3 1,0

0,3

1,2 1,2

0,9 1,0 [0,8] [0,6] 0,5 0,5 0,4 0,5 0,6 0,4 0,7 0,4 0,3 0,4 0,3 0,5 [0,3] 0,3 0,4 [0,3] 0,5

61,2 52,3

1,0 1,2

[0,9]

1,2 1,0 1,0 1,0 1,1

1,0 1,0 1,3 1,1 0,9 1,3 0,8 1,2 1,8 2,1 1,7 [1,7] [1,7] [2,0] 1,5 1,8 1,5 n.d. 1,2 [1,3]

444


Lombardia Nord Est Emilia-Romagna Centro (IT) Lazio Abruzzo-Molise Campania Sud Sicilia Sardegna Luxembourg Pays Bas Noord-Nederland Oost-Nederland West-Nederland Zuid-Nederland Autriche OstoÈsterreich SuÈdoÈsterreich WestoÈsterreich Portugal Portugal (Continent) AcËores Madeira Finlande Manner-Suomi AÊland SueÁde Royaume Uni North East North West (y.c. Merseyside) Yorkshire and The Humber East Midlands West Midlands Eastern London South East South West Wales Scotland Northern Ireland

4,2 3,9 4,6 6,0 11,1 8,5 22,6 19,6 23,4 19,4 2,2 2,2 3,5 2,1 2,2 1,9 4,6 5,7 4,5 3,4 4,0 4,1

2,4 2,6 1,9 2,0 1,7 2,6 1,6 2,1 1,8 1,8 1,6 1,7 1,7 2,9 1,3 1,9 1,0 0,9 1,0 1,1 1,6 1,6

3,7 3,3 4,2 6,6 9,2

1,5

2,1

[1,9] 1,5

[1,6] 2,2

0,9 0,6 1,8 1,2 2,3 2,3

3,6 3,5 3,8 4,5 [1,6] [1,6]

42,9 32,0 19,3 48,1 71,0 62,6 75,8 60,7 70,5 66,6 [23,2] 34,3 [32,4] 45,9 29,4 35,4 29,0 35,4 20,8 22,7 43,2 43,0

8,8 6,1 5,4 6,5

1,9 1,2 1,0 1,2 1,8 [1,0] 2,7 2,0 2,8

0,9 0,9 [1,0] 1,1 1,1 1,1 1,0 1,0 1,1 1,0

0,4 [0,5] [0,5]

1,0

[1,5]

2,1 2,1

2,8 2,8

32,6 32,6

0,9 0,9

4,7 5,6 9,3 5,4 6,1 5,3 6,3 3,7 7,2 3,4 4,2 6,2 7,8 7,0

0,8 0,8 0,7 0,8 0,7 0,8 0,9 0,8 0,8 1,0 0,9 0,7 0,6 0,6

1,4 2,8 3,0 2,0 3,4 3,2 2,7 2,8 2,7 2,6 2,8 3,8 2,2

2,9 4,4

31,7 27,9 32,5 28,4 26,0 22,2 26,5 22,8 30,6 22,6 20,3 34,0 31,4 40,3

0,8 0,6 0,7 0,6

4,3

0,8 1,7 1,0

1,2 1,0 1,0

1,1 1,1

5,5 3,4 4,9 3,3 3,1

0,9 1,4

[0,4]

4,3 4,4

[0,9] 0,7

[0,9] [0,7] 0,9 0,9 1,5 0,9 0,9 0,9

8,5 8,5

[1,3]

0,3 0,4

1,1 1,0

0,3 n.d.

1,4 1,4

0,9 1,8

0,5

0,6 0,6

0,6

Pays candidats

12,7

1,1

3,5

3,2

48,6

1,1

0,7

1,4


16,4 5,0 8,8 13,2 6,6 15,9 14,4 16,6 7,7 6,8 19,1

0,9 2,3 1,4 0,8 0,8 0,7 0,9 1,3 0,9 1,0 1,0

2,5 2,9 2,8 2,1 3,1 2,3 1,8 3,7 7,3 2,2 2,8

3,8 2,3 7,9 4,9 8,1 2,8 3,1 4,3 1,4 [5,4] 7,9

58,4 26,1 49,2 48,0 48,2 52,4 55,7 44,6 49,2 64,4 53,8

1,0 2,1 1,0 0,9 0,9 0,8 1,0 1,2 1,0 1,0 1,0

0,8 0,5 0,7 0,7 0,7 0,9 0,6 0,7 0,7 0,6 0,7

1,3 1,0 1,9 1,2 1,0 1,2 0,9 1,9 1,1 [1,5] 3,1

Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabiliteÂ ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.). Â es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne


Tableau A1.4

445

Formation permanente de la population aÃgeÂe de 25 aÁ 64 ans

Part des personnes en formation permanente

Rapports de dispariteÂ en matieÁre de formation permanente

Dans la population Dans la population Dans la population Femmes/hommes Niveau eÂducation totale en % en emploi en % au choÃmage en % bas/haut Âenne (15) Union europe

Belgique ReÂgion Bruxelles-capitale Vlaams Gewest ReÂgion Wallonne Danemark Allemagne Baden-WuÈrttemberg Bayern Berlin Brandenburg Bremen Hamburg Hessen Mecklenburg-Vorpommern Niedersachsen Nordrhein-Westfalen Rheinland-Pfalz Saarland Sachsen Sachsen-Anhalt Schleswig-Holstein ThuÈringen GreÁce Voreia Ellada Kentriki Ellada Attiki Nisia Aigaiou, Kriti Espagne Noroeste Noreste Comunidad de Madrid Centro (ES) Este Sud Canarias France ÃIle de France Bassin Parisien Nord - Pas-de-Calais Est Ouest Sud-Ouest Centre-Est MeÂditerraneÂe Irlande Italie Nord Ovest Lombardia Nord Est Emilia-Romagna Centro (IT) Lazio

8,5

8,9

8,5

1,1

0,2

6,8 7,0 7,4 5,6 20,8 5,2 5,5 4,8 8,0 5,5 6,3 8,5 5,5 4,0 4,3 5,1 4,3 5,6 5,5 4,0 4,8 5,0 1,1 0,9 0,5 1,5 [0,9] 4,9 3,8 5,3 4,0 5,5 4,9 5,2 6,5 2,8 3,4 2,5 2,6 2,8 2,0 3,4 2,7 3,0 n.d. 5,5 5,2 5,3 7,1 6,9 5,7 5,2

8,3 7,3 9,0 7,2 20,6 4,7 5,0 4,1 7,0 4,9 5,6 7,7 5,1 3,5 3,6 5,1 4,0 5,3 5,3 3,2 4,5 4,1 0,6 [0,4]

7,9 [8,7] 11,9 4,8 25,6 5,9 7,9 8,8 5,5 6,5

0,2 [0,2] 0,2 0,1 0,4 0,2 0,2 0,2 0,3

0,8 [0,9] 3,9 2,1 4,6 2,4 4,4 4,7 3,8 5,6 2,4 2,5 2,3 2,3 2,6 1,7 2,8 2,3 2,5 n.d. 4,7 5,2 5,3 7,3 6,8 4,6 3,0

[2,5]

0,8 0,7 0,7 1,0 1,3 0,9 0,8 0,8 1,0 1,3 0,9 0,9 0,8 1,2 0,9 0,8 0,7 0,8 1,2 1,0 0,7 1,0 1,0 1,2 [0,9] 0,9

10,3 9,6 13,8 7,5 14,2 9,5 9,5 11,4 4,1 3,8 3,9 4,9 [3,7] [3,3] 5,3 [3,8] 4,5 n.d. 5,9 8,4 [5,8] [8,1] [8,5] 9,8 4,9

1,2 1,1 1,4 1,2 1,4 1,1 1,3 1,3 1,2 1,3 1,3 0,9 1,0 1,2 1,0 1,4 1,1 n.d. 1,0 1,0 1,0 1,0 1,0 1,1 0,9

0,1 0,0 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 0,1 0,2 0,2 0,2 0,2 0,1 0,2 0,1 [0,1] 0,2 n.d. 0,2 0,2 0,2 0,1 0,1 0,1 0,3

5,8

5,5 4,6

5,3 6,0

7,0 2,2

0,3

0,3 0,2

[0,1]

446


Abruzzo-Molise Campania Sud Sicilia Sardegna Luxembourg Pays Bas Noord-Nederland Oost-Nederland West-Nederland Zuid-Nederland Autriche OstoÈsterreich SuÈdoÈsterreich WestoÈsterreich Portugal Portugal (Continent) AcËores Madeira Finlande Manner-Suomi AÊland SueÁde Royaume Uni North East North West (y.c. Merseyside) Yorkshire and The Humber East Midlands West Midlands Eastern London South East South West Wales Scotland Northern Ireland Pays candidats


4,1 4,3 5,3 4,0 6,3 4,8 15,6 14,8 14,4 16,9 14,3 n.d. n.d. n.d. n.d. 3,3 3,4

2,4 2,1 3,3 2,2 4,9 5,2 17,3 16,0 15,9 18,7 16,0 n.d. n.d. n.d. n.d. 2,9 3,0

16,8 [20,4] [19,5] [14,0] [17,3] n.d. n.d. n.d. n.d. [6,1] [6,2]

1,2 0,9 0,8 0,9 1,1 0,7 0,9 1,2 0,8 0,9 0,8 n.d. n.d. n.d. n.d. 1,0 1,0

[0,2] 0,2 0,1 0,2 0,1 [0,1] 0,5 0,4 0,5 0,5 0,4 n.d. n.d. n.d. n.d. 0,1 0,1

19,6 19,7

22,5 22,6

16,2 16,3

1,2 1,2

0,3 0,3

3,8 6,2 4,1 [6,5]

21,6 21,0 17,5 20,8 19,8 20,5 21,1 21,2 23,2 23,3 23,7 18,9 19,0 12,2

18,4 22,8 19,6 23,5 21,9 22,1 23,1 22,4 24,6 24,2 24,9 21,6 21,2 14,7

25,6 19,8 18,6 12,3 16,5 15,8 18,9 19,9 24,2 31,2 28,7

0,5 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,2 0,1 0,2

1,3 1,4 1,4 1,3 1,4 1,4 1,5 1,2 1,2 1,6 1,3 1,3 1,3 1,8

2,0

1,9

1,2

n.d. 3,1 n.d. 5,9 3,1 2,8 n.d. n.d. 0,9 4,2 100*

n.d. 3,7 n.d. 7,4 3,5 3,2 n.d. n.d. 0,5 4,3

n.d. 2,3 n.d.

n.d. 1,0 n.d. 1,9 1,3 1,8 n.d. n.d. 0,8 1,2 1*

n.d. 0,1 n.d.

18,1

[2,2]

n.d. n.d. 0,4 [3,6]

0,1

n.d. n.d. 0,1 [0,1]

* Ces 100 % des reÂponses valides correspondent aÁ 8678 personnes, repreÂsentant 0,3 % de la population slovaque de 25 aÁ 64 ans ; 99,7 % de la population ne reÂpondent donc pas aÁ la question. Par ailleurs, toutes les reÂponses valides sont positives. Il en reÂsulte que, pour toute sous-population, les reÂponses positives repreÂsentent toujours 100 % des reÂponses valides, et le rapport de dispariteÂ vaut toujours 1, meÃme lorsque le faible degreÂ de fiabiliteÂ ne permet pas de le publier. Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabiliteÂ ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M.Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.) Â es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, Base de donne

2

ANNEXE

Â RESULTATS COMPARATIFS DES Â ETUDES INTERNATIONALES SUR

L'APPRENTISSAGE DES SCIENCES, Â DES MATHEMATIQUES ET Á Â COMPREHENSION A LA LECTURE Á la lecture Aide a

448


A.1 Tableaux A2.1 et A2.2

L' (I.E.A.)3, depuis sa creÂation en 1959, a meneÂ une seÂrie d'eÂtudes internationales dans le domaine, notamment, de l'enseignement des matheÂmatiques, des sciences et de la lecture, tant au niveau de l'enseignement primaire que de l'enseignement secondaire. Le chapitre 12 de l'ouvrage livre les principales reÂfeÂrences bibliographiques relatives aÁ ces eÂtudes. Pour ces trois disciplines et chacune des anneÂes disponibles, le tableau A2.1 donne les notes brutes par pays (score moyen des eÂleÁves d'un pays). Le tableau A2.2 donne les notes centreÂes reÂduites (la valeur 0 repreÂsente la moyenne des scores des diffeÂrents pays et les eÂcarts aÁ la moyenne sont exprimeÂs en pourcentage de l'eÂcart-type global). LeÂgende: FISS: «First International Science Study» (Six-subject Study); FIMS : First International Mathematics Study ; SISS : Second International Science Study; SIMS: Second International Mathematics Study; TIMSS: Third International Mathematics and Science Study. Les deux eÂtudes relatives aÁ la compreÂhension de lecture dans la langue d'enseignement sont: Reading Comprehension (Six-subject Study, 1971) et Reading Literacy (1991). Â valuation du Rendement scolaire Association internationale pour l'E

A.2 Tableaux A2.3 et A2.4

Les tableaux A2.3 et A2.4 concernent les reÂsultats des tests internationaux en sciences et en matheÂmatiques. Ils reÂsultent d'analyses infeÂrentielles sur deux variables: ± la variable mesure le score d'un eÂleÁve freÂquentant une eÂcole/classe4 dans le pays ou la reÂgion ; ± la variable est la mesure du profil socio-eÂconomique de l'eÂleÁve ( ) en diffeÂrence aÁ la moyenne internationale. Cette variable est preÂsenteÂe dans le chapitre 8 de cet ouvrage. Les reÂsultats preÂsenteÂs ici ont eÂteÂ estimeÂs au moyen d'un modeÁle aÁ de type: k

Sijk

j

i

PSEijk

PSE

effets

fixe

Sijk

i

PSE i

ijk

ijk

ouÁ est le terme d'erreur aleÂatoire usuel pour l'eÂleÁve , dans l'eÂcole/classe , dans le pays (ou la reÂgion) . k

ijk

j

i

3 Site de l'I.E.A.: http://www.iea.nl. 4 Les deux niveaux se confondent dans TIMSS puisque seule une classe par niveau a eÂteÂ seÂlectionneÂe dans chacun

des eÂtablissements retenus.

Â sultats comparatifs des e Â tudes internationales Re

449

L'interpreÂtation des parameÁtres de ces reÂgressions est la suivante (l'exploitation des reÂsultats est donneÂe dans le chapitre 8): ± mesure la moyenne (en matheÂmatiques ou en sciences) que le pays obtiendrait si le niveau moyen de la variable PSE eÂtait eÂgal aÁ la moyenne internationale. Cet est une mesure de (score moyen) du systeÁme scolaire par rapport au pays de reÂfeÂrence, le Canada5 ; ± permet d'eÂvaluer la sensibiliteÂ du reÂsultat obtenu par un eÂleÁve en fonction de son origine socio-professionnelle (PSE). Cet est une mesure possible de , mesureÂe eÂgalement en reÂfeÂrence au pays de reÂfeÂrence.

i

i

« effet fixe »

Â l'efficacite

i

« effet fixe »

Â l'iniquite

5 Ce choix nous est dicteÂ par le fait que l'eÂchantillon d'eÂleÁves canadiens est de loin le plus grand avec 12% du

nombre total d'eÂleÁves.

450


Tableau A2.1

ReÂsultats aux eÂtudes internationales de l'I.E.A. dans trois disciplines (notes brutes et pays par ordre alphabeÂtique)

Pays

Afrique du Sud Allemagne Angleterre Australie Autriche Belgique, Com. francËaise Belgique, Com. flamande Botswana Bulgarie Canada Chili Chine Chypre Colombie Colombie britannique CoreÂe Danemark EÂcosse Espagne EÂtats-Unis Finlande France Ghana GreÁce Hong Kong Hongrie Inde IndoneÂsie Iran Irlande Islande IsraeÈl Italie Japon KoweõÈt Lettonie Lituanie Luxembourg Nigeria NorveÁge Nouvelle-ZeÂlande Ontario Papouasie Nouvelle-GuineÂe Pays-Bas Philippines Pologne Portugal ReÂpublique slovaque ReÂpublique tcheÁque RDA RFA

MatheÂmatiques

Sciences

Lecture

FISS

SISS

TIMSS

FIMS

SIMS

TIMSS

1971

1985

1995

1965

1980

1995

21,30 24,60

55,90 58,80

15,40 21,20

326 531 552 545 558 471 550

23,80 18,90

46,76

30,40

51,22 53,00

354 509 506 530 539 526 565

1971

1991

25,30

24,60 27,20

481 330

61,60

565 531

540 527

9,20

522 14,10

60,00 463 411

474 385

497

51,35 61,00 21,40 21,50 20,50

565 478 517 517 534

60,30 498

22,30

48,04

17,80 26,40 21,00

45,14 46,36 52,22

607 502 498 487 500

525 27,00

538

490 535 560 549

49,11 55,60

484 588 537

509 535 536

32,30

44,80

428 527 487 522

31,20

72,20

27,30 27,10

46,70

29,10 7,60

55,00 70,70

7,80

18,50 31,20

58,50 59,80 66,80

42,20 59,30 24,20

17,80

55,30 63,70 39,70 59,50

497 522 554

470 538 494 524 571 430 485 476

7,80 511 536 22,60 28,00

515

503 508

29,30

401 516 545

541

25,20

605 392 493 477

37,13 33,62 527 525

560

45,08 48,71 21,40

480 544 574 23,70

25,50 5,20

56,68

454 547 564 25,40

514 430 523

526 522


Roumanie Russie Singapour SloveÂnie SueÁde Suisse Swaziland ThaõÈlande Trinidad Venezuela Zimbabwe

56,40 21,70

60,30

15,60

56,70

486 538 607 560 535 522

15,30

482 535 643 541 519 545

41,02 31,12 41,86

525

25,60

522

451

534 532 546 536 477 479 417 372

42,80

Nombre de pays

18

22

41

12

20

41

15

31

Moyenne globale

19,57

56,86

516,00

23,85

47,55

512,95

22,79

500,03

Â cart-type global E

6,39

7,55

49,88

5,23

8,68

55,68

7,24

54,08

Source :

FISS, FISM, SISS, SIMS, TIMSS. Calcul : M. Demeuse (UniversiteÂ de LieÁge).

452


Tableau A2.2 SyntheÁse des reÂsultats aux eÂtudes internationales de l'I.E.A. dans trois disciplines (notes centreÂes reÂduites, par ordre alphabeÂtique des noms des pays)

Pays

Afrique du Sud Allemagne Angleterre Australie Autriche Belgique, Com. francËaise Belgique, Com. flamande Botswana Bulgarie Canada Chili Chine Chypre Colombie Colombie britannique CoreÂe Danemark EÂcosse Espagne EÂtats-Unis Finlande France Ghana GreÁce Hong Kong Hongrie Inde IndoneÂsie Iran Irlande Islande IsraeÈl Italie Japon KoweõÈt Lettonie Lituanie Luxembourg Nigeria NorveÁge Nouvelle-ZeÂlande Ontario Papouasie-Nouvelle-GuineÂe Pays-Bas Philippines Pologne Portugal ReÂpublique slovaque ReÂpublique tcheÁque RDA RFA

MatheÂmatiques

Sciences

Lecture

FISS

SISS

TIMSS

FIMS

SIMS

TIMSS

1971

1985

1995

1965

1980

1995

0,27 0,79

±0,13 0,26

±0,65 0,25

±3,81 0,30 0,72 0,58 0,84 ±0,90 0,68

±0,01 ±0,95

±0,09

1,25

0,42 0,63

±2,85 ±0,07 ±0,12 0,31 0,47 0,23 0,93

1971

1991

0,35

0,25 0,61

±0,35 ±3,14

0,63

0,98 0,30

0,49 0,25

±1,62

0,41 ±1,20

0,42 ±1,06 ±2,11

±0,70 ±2,30

±0,06

0,44 0,55 0,29 0,30 0,15

0,98 ±0,76 0,02 0,02 0,36

0,45 ±0,36

±0,30

0,06

±1,16 0,49 ±0,55

±0,28 ±0,14 0,54

1,69 ±0,20 ±0,27 ±0,47 ±0,23

0,46 0,58

0,45

±0,19 0,65 1,11 0,91

0,18 0,93

±0,52 1,35 0,43

0,17 0,65 0,67

1,62

±0,32

±1,53 0,25 ±0,47 0,16

1,41

2,84

0,62 0,60

±1,35

1,49 ±1,87

±0,25 1,83

±1,84

±0,17 1,82

0,22 0,39 1,32

±1,94 0,32 0,72

±0,28

±0,21 0,90 ±2,27 0,35

±0,38 0,12 0,76

±0,92 0,44 ±0,44 0,16 1,10 ±1,72 ±0,62 ±0,80

±2,07 0,20 0,67 ±0,03 0,72

0,28

±0,18 ±0,09

0,90

±1,83 0,30 0,83

0,50

0,33

1,65 ±2,17 ±0,36 ±0,65

±1,20 ±1,60 0,22 0,18

0,88

±0,28 0,13 ±0,47

±0,72 0,56 1,16 0,65

0,37 ±2,43

1,05

±1,06 0,61 0,92 0,30

0,26 ±1,30 0,42

0,48 0,41

453


Roumanie Russie Singapour SloveÂnie SueÁde Suisse Swaziland ThaõÈlande Trinidad Venezuela Zimbabwe

±0,06 0,33

0,45

±0,62

±0,02

±0,60 0,44 1,82 0,88 0,38 0,12

±1,64

±0,75

±0,56 0,40 2,34 0,50 0,11 0,58

±1,89 ±0,66

0,18

0,39

0,16

0,63 0,59 0,85 0,67 ±0,43 ±0,39 ±1,54 ±2,37

±1,86

Nombre de pays

18

22

41

12

20

41

15

31

Moyenne globale

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Â cart-type global E

1,00

1,00

1,00

1,00

1,00

1,00

1,00

1,00

Source :

FISS, FISM, SISS, SIMS, TIMSS. Calcul : M. Demeuse (UniversiteÂ de LieÁge).

454


Tableau A2.3 Variable

$

Score moyen (efficaciteÂ) et sensibiliteÂ au profil socioeÂconomique (IniquiteÂ) des scores en sciences. EÂcart par rapport au Canada.

1e secondaire

2e secondaire

Coefficient Â Efficacite

494,5488

Australie Autriche Belg. (C. Flam.) Belg. (C. Fran) France Allemagne GreÁce CoreÂe du Sud Pays-Bas Nouv. ZeÂlande NorveÁge EÂcosse Singapour Espagne SueÁde Suisse EÂtats-Unis

+30,6820 +41,2683 +38,2053 ±43,2638 ±32,6149 +10,3836 ±40,9103 +46,8508 +31,3698 ±5,6757 ±6,4362 ±19,0633 +72,5526 ±8,6337 +1,0624 +1,6464 +4,0620

Â (PSE) Iniquite

Â f.) Canada (re

1,3958

2

+0,6180 ±0,1638 ±0,6276 +0,5416 ±0,8615 ±1,2087 ±0,4831 +1,1760 ±0,2626 +0,8055 ±0,9828 ±0,6009 +4,6042 ±0,8848 ±0,6755 ±0,6061 +1,5012

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

(*)

524,2928

+33,7139 +49,7247 +40,4579 ±39,4237 ±11,8942 +14,5603 ±20,4157 +48,8076 +48,2497 +10,7317 +6,7967 +0,7284 +95,0676 +2,4504 +28,6319 +28,4128 ±1,0963

(**) (*) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

1,4819

+1,1923 +1,1960 ±0,3977 +1,1137 ±0,6706 ±0,3060 ±0,5527 +1,5986 ±0,2197 +1,0167 ±0,6752 ±0,1371 +2,8671 ±0,7106 ±0,4300 +0,4214 +1,9089

0,12

0,12

0,12

0,12

N

63490

77619

Â ajuste

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

(**) (**)

2 R

R

$

Â f.) Canada (re

Australie Autriche Belg. (C. Flam.) Belg. (C. Fran.) France Allemagne GreÁce CoreÂe du Sud Pays-Bas Nouv. ZeÂlande NorveÁge EÂcosse Singapour Espagne SueÁde Suisse EÂtats-Unis

Coefficient

Moyenne ajusteÂe compte tenu de l'eÂcart entre le PSE du pays et la moyenne internationale. (*) Significatif au seuil de 5 %. (**) Significatif au seuil de 1 %. Calculs : V. Vandenberghe (GIRSEF, UniversiteÂ catholique de Louvain). Source : TIMSS 1995.

(**) (**) (**) (*) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

455


Tableau A2.4 Variable

$

Score moyen (efficaciteÂ) et sensibiliteÂ au profil socioeÂconomique (IniquiteÂ) des scores en matheÂmatiques. EÂcarts par rapport au Canada.

1e secondaire

2e secondaire

Coefficient Â Efficacite

Â f.) Canada (re


+24,36 +35,09 +69,44 +25,61 +10,39 ±1,79 ±46,69 +93,35 +33,14 ±11,10 ±24,86 ±21,59 +126,71 ±33,46 ±7,03 27,08 ±22,04

Â f.) Canada (re

1,3468

2

+0,6307 ±0,3414 ±0,2995 +0,8505 ±0,9740 ±1,0893 ±0,3522 +2,9502 ±0,2798 +0,5615 ±0,8553 ±0,5051 +3,1951 ±0,6667 ±0,5754 ±0,6936 +1,2529

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

520,46

+16,15 +33,32 +59,15 +15,66 +26,98 ±8,62 ±34,91 +92,48 +28,77 ±7,41 ±17,74 ±18,91 +128,02 ±27,48 +10,57 +51,19 ±32,94

(*) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

1,4755

+0,9692 +1,0860 ±0,1128 +1,5488 ±0,7034 ±0,7298 ±0,2689 +3,2864 ±0,0537 +0,6632 ±0,7960 ±0,2309 +2,1252 ±0,5642 ±0,5183 +0,2575 +1,4044

0,22

0,20

0,22

0,20

N

63490

77619

Â ajuste

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

(**) (**)

2 R

R

$

487,34

Â (PSE) Iniquite


Coefficient

Moyenne ajusteÂe compte tenu de l'eÂcart entre le PSE du pays et la moyenne internationale. (*) Significatif au seuil de 5 %. (**) Significatif au seuil de 1 %. Calculs : V. Vandenberghe (GIRSEF, UniversiteÂ catholique de Louvain). Source : TIMSS 1995.

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

3

ANNEXE

Â FACTEURS DE DISPARITES Â SUR LE MARCHE DU TRAVAIL

EN BELGIQUE Á la lecture Aide a

458


A.1 Source des donneÂes Le P.S.B.H. est une enqueÃte administreÂe chaque anneÂe aupreÁs d'un meÃme eÂchantillon de meÂnages, dont les reÂsultats sont enregistreÂs dans une base de donneÂes longitudinales. Cette enqueÃte a eÂteÂ initieÂe en 1992 dans le cadre d'un projet belge piloteÂ par les Services feÂdeÂraux des Affaires scientifiques, techniques et culturelles (S.S.T.C.) et inteÂgreÂe, depuis 1994, dans le panel communautaire des meÂnages (ECHP) piloteÂ par Eurostat. Cette vaste base de donneÂes preÂsente l'originaliteÂ de fournir un eÂventail diversifieÂ d'informations concernant la biographie, la constitution du meÂnage, l'eÂducation, l'activiteÂ professionnelle, les revenus, les deÂpenses, le logement, le bien-eÃtre, la santeÂ, la participation aÁ la vie sociale, les temps libres, les valeurs, les opinions, les relations familiales et de couple, l'investissement, les migrations et la mobiliteÂ. Cet avantage relatif est renforceÂ par la richesse des renseignements reÂtrospectifs et longitudinaux; elle permet ainsi de mettre en eÂvidence la nature, la freÂquence et l'enchaõÃnement des changements qui modifient les modes de vie. La repreÂsentativiteÂ des reÂsultats est assureÂe au niveau du pays et des trois reÂgions. Les criteÁres de stratification de l'eÂchantillon de deÂpart sont: ± La localisation du meÂnage au sein des clusters (eÂchantillon pondeÂreÂ de communes) ± L'aÃge du chef de meÂnage (3 classes : < 30 ans, 30-64 ans, 65 ans et +) ± La tailledu meÂnage (3classes: 1 personne,2-4 personnes,5 personneset+). Des proceÂdures de pondeÂration sont utiliseÂes afin de garantir, anneÂe apreÁs anneÂe, la repreÂsentativiteÂ de l'eÂchantillon longitudinal et de pallier les probleÁmes d'attrition. Un rechargement de l'eÂchantillon flamand a eÂteÂ reÂaliseÂ en 1998 par l'introduction de 860 meÂnages; c'est ce qui explique que les effectifs non pondeÂreÂs sont plus importants en 1998 qu'en 1996. Le tableau qui suit reprend les effectifs observeÂs dans les diffeÂrentes vagues du panel. Il convient d'attirer l'attention sur l'impact eÂventuel de ces modifications pour l'interpreÂtation des reÂsultats.

MeÂnages interrogeÂs Adultes interrogeÂs Enfants « interrogeÂs »

1992

1993

1994

1995

1996

1997

4438 8741 2595

3853 7505 2223

3490 6715 2086

3363 6461 2073

3234 6184 1878

3073 5794 1812

1998 avant 1998 apreÁs rechargement rechargement 2917 5402 1743

3776 7021 2249

459

Â s sur le marche Â du travail en Belgique Facteurs de disparite

A.2 PreÂsentation des donneÂes

Les donneÂes preÂsenteÂes dans les tableaux de cette annexe consistent essentiellement en des pourcentages calculeÂs sur les valeurs pondeÂreÂes de l'eÂchantillon. La population d'inteÂreÃt varie selon les theÁmes abordeÂs et les tableaux, mais toujours, les eÂtudiants de plein exercice en sont exclus, pour eÂviter le biais qu'introduirait leur prise en compte dans les analyses portant sur le marcheÂ du travail. Les reÂsultats sont publieÂs au niveau du pays et des trois reÂgions, pour deux anneÂes 1996 et 1998. Pour chaque tableau, une indication est donneÂe sur la population d'inteÂreÃt avant et apreÁs pondeÂration.

A.3 InterpreÂtation des reÂsultats

Dans la mesure ouÁ les reÂsultats consigneÂs dans les tableaux proviennent d'un eÂchantillon tireÂ au hasard parmi l'ensemble de la population, ils refleÁtent donc avec une certaine marge d'erreur les valeurs qu'on observerait si on interrogeait la population totale. Cette marge d'erreur peut eÃtre deÂfinie en terme d'intervalle de confiance. Le tableau ci-dessous reprend pour certaines valeurs de , vraie valeur de la proportion dans la population, la taille d'eÂchantillon neÂcessaire pour atteindre une certaine preÂcision, noteÂe , avec un intervalle de confiance de 95 %. Exemples: Taille d'eÂchantillon correspondant aÁ une certaine preÂcision (marge d'erreur), pour des valeurs donneÂes de proportion dans la population, avec un intervalle de confiance de 95% P

x

x

P

P

0,01 0,02 60,03 60,04 60,05

x 6 x 6 x x x

0,05

1900 475 211 119 76

P

0,10

3600 900

P

0,20

400

6400 1600 711

225 144

256

400

P

0,30

8400 2100 933 525 336

P

0,40

9600 2400 1066 600 384

P

0,50

10 000 2500 1111 625

400

AÁ titre d'exemple, une proportion observeÂe de 20 % obtenue aÁ partir d'un eÂchantillon de 400 individus est estimeÂe aÁ 4 points preÁs. Cela signifie que la proportion vraie peut se situer dans l'intervalle 16-24%, avec une probabiliteÂ de 95%. Dans les tableaux qui suivent, la fiabiliteÂ des pourcentages variera donc avec la taille des effectifs non pondeÂreÂs, 1. n

460


A.4 Tableaux A3.2

La reÂserve de main-d'úuvre reprend les personnes qui ne sont ni travailleurs, ni choÃmeurs, au sens du B.I.T. mais qui: ± soit se deÂclarent choÃmeurs ou en recherche d'emploi ± soit ne recherchent pas d'emploi parce qu'elles sont en formation, ± soit ne recherchent pas d'emploi parce qu'elles sont «deÂcourageÂes» (elles affirment qu'il n'y a pas de travail inteÂressant disponible), ± soit ne recherchent pas d'emploi parce qu'elles ont trouveÂ un emploi qu'elles n'ont pas encore commenceÂ ou qu'elles attendent les reÂsultats d'un examen ou d'une entrevue.

A.5 Tableaux A3.5a et A3.5b

La « work intensity » (WI), indicateur structurel de coheÂsion sociale, mesure, au sein des personnes eÂligibles d'un meÂnage, le pourcentage de celles qui sont effectivement occupeÂes. Est eÂligible toute personne aÃgeÂe de 25 aÁ 55 ans, eÂtudiants de plein exercice exclus. Pour les besoins de l'exercice, deux niveaux de «work intensity» ont eÂteÂ retenus: (1) toutes les personnes eÂligibles du meÂnage sont occupeÂes ( 1); (2) le nombre de personnes eÂligibles est supeÂrieur au nombre de travailleurs ( < 1). WI

WI

A.6 Tableaux A3.6a et A3.6b

Le « Jobless», indicateur structurel de coheÂsion sociale, mesure, dans la population vivant dans des meÂnages comprenant au moins une personne eÂligible, le pourcentage des personnes appartenant aÁ des meÂnages sans travailleur. La population concerneÂe englobe l'ensemble des personnes sans restriction d'aÃge. Est eÂligible toute personne aÃgeÂe de 25 aÁ 55 ans, eÂtudiants de plein exercice exclus.

A.7 Tableau A3.8

Sont consideÂreÂs comme «statuts d'emploi salarieÂ preÂcaires» les contrats aÁ dureÂe deÂtermineÂe (CDD), les contrats temporaires et les contrats aÁ temps de travail treÁs reÂduit (< 15h/semaine) quel que soit le type de contrats.


461

A.8 Tableau A3.9

Le taux moyen de reÂmuneÂration horaire nette autoeÂvalueÂe est calculeÂ sur base des heures contractuelles et du revenu de l'activiteÂ principale. La reÂmuneÂration nette mensuelle est eÂvalueÂe par le travailleur lui-meÃme.

A.9 Tableau A3.11

La contribution moyenne des femmes au revenu professionnel du couple est obtenue en rapportant le revenu professionnel mensuel net moyen de la partenaire feÂminine au total des revenus professionnels mensuels nets moyens des deux partenaires.

Tableau A3.1

Ã geÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice, et sans partenaire. A. Population a

ReÂpartition selon le sexe, le niveau de diploÃme, pays et reÂgions. 1996/1998. En pourcentages Sans partenaire

1996 Pays

1998

Bruxelles Wallonie

Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie

Flandre

Hommes Ens. primaire ou sec. inf. Ens. sec. sup. Ens. supeÂrieur

40,2 35,7 24,1

38,9 21,3 39,8

46,5 31,9 21,6

36,7 41,9 21,4

37,4 32,9 29,7

41,3 15,8 42,9

39,4 33,4 27,2

35,1 37,7 27,2

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

39,5 30,9 29,6

27,8 36,6 35,6

43,0 28,7 28,3

40,6 30,8 28,6

34,6 32,9 32,6

25,4 33,8 40,8

42,8 29,0 28,2

31,1 35,5 33,4

Femmes Ens. primaire ou sec. inf. Ens. sec. sup. Ens. supeÂrieur Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

n1 = 1077 n2 = 1526

n1 = 171 n2 = 227

n1 = 379 n2 = 536

n1 = 527 n2 = 762

n1 = 1225 n2 = 1111

n1 = 160 n2 = 165

n1 = 460 n2 = 374

n1 = 605 n2 = 571

n1 = effectif non pondeÂreÂ ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, UniversiteÂ de LieÁge. Source : PSBH.


462

6,13 2,92 2,93

0,001

3,75 2,52 6,9

3,92

3,92 6,64 8,52

0,33

7,73

7,82 0,62 3,54

0,001

8,16 9,82 2,41

7,13

9,32 7,63 9,71

5,42

5701 = 2n 8611 = 1n

4,31 2,82 6,46

8,34

9,34 1,91 0,73

0,001

2,07 6,02 5,41

1,04

4,61 2,25 6,22

5,52

905 = 2n 746 = 1n

3,41 4,43 9,76

0,001

8,95 0,62 4,11

8,03

5,62 1,44 0,32

9,92

3,93

rueireÂpus .snE .pus .ces .snE .fni .ces uo eriamirp .snE

latoT

semmoH

7,31 9,92 6,56

1271 = 2n 2791 = 1n

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

4,43

7,13 4,72 9,04

731 = 2n 751 = 1n

4,31 2,72 9,26

.fni .ces .fni .ces .fni .ces .fni .ces .pus uo eriam .pus uo eriam .pus uo eriam .pus uo eriam latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne semmeF

1,24

7,72 9,43 5,62

4,92

8,8 2,51 5,26

5,82

0,92 7,82 3,24

0,001

3,16 8,13 6,51

5,33

0,42 4,04 5,81

4,62

7,41 8,72 9,56

1,04

rueireÂpus .snE .pus .ces .snE .fni .ces uo eriamirp .snE

latoT

8991

0,001

5,36 9,94 0,11

syaP

2,93

8,73 1,92 1,33

sellexurB

5,52

0,51 7,92 6,76

einollaW

3,53

4,02 6,83 5,91

erdnalF

0,001

6,46 7,13 9,21

5452 = 2n 8481 = 1n

2,24

6,23 8,92 6,73

512 = 2n 971 = 1n

4,62

7,51 5,82 5,56

367 = 2n 867 = 1n

4,13

5,52 1,24 4,71

6651 = 2n 109 = 1n 0,001

8,85 4,92 1,71

sellexurB

syaP

6991

semmoH

0,62 1,82 9,54

einollaW

elpuoc ne semmoH

1.3A uaelbaT

.fni .ces .fni .ces .fni .ces .fni .ces .pus uo eriam .pus uoeriam .pus uo eriam .pus uo eriam latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne latoT .pus .sne .ces .sne -irp .sne semmeF erdnalF

segatnecruop nE .8991/6991 .snoigeÂr te syap ,erianetrap al ed emo Ã lpid ed uaevin rap

,emo Ã lpid ed uaevin el noles noititrapeÂR .elpuoc ne ,ecicrexe nielp ed stnaiduteÂ sroh ,sna 46 a Á 61 ed eeÂga Ã enilucsam noitalupoP .B

463


Tableau A3.2

A. Population aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

Positions et transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, de 1996 aÁ 1998. ReÂpartition par pays et reÂgions. En pourcentages Pays

1996

1998

Emploi Emploi salarieÂ CDI ou fonct. temps plein

CDI ou fonct. temps plein

Non-emploi

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h)

81,6

Total geÂneÂral 1996

Emploi non salarieÂ

CDD + Non ChoÃ- ReÂserve Inactifs temps salarieÂs meurs de partiel (indeÂp. (au sens maindu d'úuvre < 15 h/ + sem. aidants) B.I.T.)

4,6

7,2

0,7

1,1

2,7

2,2

100,0 57,3

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h) CDD + temps partiel < 15 h/sem. Non salarieÂs (indeÂp. + aidants)

16,6

60,1

11,9

1,0

1,9

3,7

4,9

30,6

8,2

38,0

4,4

5,3

6,1

7,4

100,0

Emploi salarieÂ

12,6

100,0 15,6

2,7

0,3

3,7

87,1

1,3

2,4

2,4

100,0 14,5

56,7

Emploi non salarieÂ 9,6

ChoÃmeurs B.I.T.

Emploi total

9,5

3,2

25,8

3,1

27,3

24,3

6,9

100,0 17,2

ReÂserve de main-d'úuvre

1,6

0,0

4,1

0,2

4,9

79,0

10,2

Inactifs

7,6

1,1

13,5

2,3

4,6

10,7

60,2

100,0

Nonemploi

66,3 100,0

Nonemploi

31,0

100,0 51,8


37,9 55,7

8,0 11,8

12,3

9,8

18,1

Emploi salarieÂ

4,1 12,9


58,2 14,4

32,0

Non-emploi 32,0


100,0

100,0

1996/1998 100,0

100,0

68,0

100,0

100,0

n1 = 3784 n2 = 3668

Emploi total 100,0

14,2 44,3

Non-emploi

9,8

85,6

13,7 42,8

33,7 33,7

100,0

464


Tableau A3.2

B. Population aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

Positions et transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, de 1996 aÁ 1998. ReÂpartition par pays et reÂgions. En pourcentages Bruxelles

1996

1998



Non-emploi


85,1




3,4

4,8

0,9

1,4

1,5

2,9

100,0 59,1


41,6

53,8

4,6

0,0

0,0

0,0

0,0

34,0

7,8

33,9

3,4

9,5

6,6

4,7

100,0

Emploi salarieÂ

10,1

100,0 12,4

1,1

0,0

2,5

85,9

4,3

0,0

6,2

100,0 18,4

52,0


ChoÃmeurs B.I.T.

Emploi total

17,8

0,0

13,5

9,5

20,5

38,6

0,0

100,0 17,7


3,5

0,0

1,7

0,0

5,0

78,1

11,7

Inactifs

5,9

1,1

9,6

7,7

5,5

6,6

63,6

100,0

Nonemploi

63,7 100,0

Nonemploi

35,1

100,0 47,2


40,1 60,7

5,5 8,4

7,8

12,6

11,8

Emploi salarieÂ 53,5

4,7 13,8


33,9

Non-emploi 33,9


100,0

100,0

1996/1998 100,0

100,0

66,1

100,0

100,0

n1 = 461 n2 = 436

Emploi total 100,0

14,6 43,0

Non-emploi

12,6

80,9

14,6 43,2

36,3 36,3

100,0

465


Tableau A3.2

C. Population aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

Positions et transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, de 1996 aÁ 1998. ReÂpartition par pays et reÂgions. En pourcentages Wallonie

1996

1998



Non-emploi


84,6




4,4

5,0

0,2

1,0

2,5

2,3

100,0 57,6


15,1

61,8

9,4

2,3

3,1

3,3

5,1

23,8

6,2

45,2

3,9

7,2

7,6

6,1

100,0

Emploi salarieÂ

12,6

100,0 15,0

3,1

0,9

6,0

83,2

1,9

3,3

1,6

100,0 14,7

53,6


ChoÃmeurs B.I.T.

Emploi total

7,2

1,1

21,4

1,3

36,8

24,7

7,4

100,0 21,3


0,5

0,0

4,9

0,6

3,9

76,2

13,9

Inactifs

4,4

1,7

15,8

1,2

7,1

11,6

58,2

100,0

Nonemploi

62,8 100,0

Nonemploi

29,9

100,0 48,7


35,8 55,5

7,6 11,7

12,5

8,7

19,4

Emploi salarieÂ

6,1 17,2


55,8 13,4

35,5

Non-emploi 35,5


100,0

100,0

1996/1998 100,0

100,0

64,5

100,0

100,0

n1 = 1697 n2 = 1383

Emploi total 100,0

14,6 41,2

Non-emploi

8,7

86,6

14,7 41,6

37,2 37,2

100,0

466


Tableau A3.2

D. Population aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

Positions et transitions de statut socioprofessionnel, dans et hors emploi, de 1996 aÁ 1998. ReÂpartition par pays et reÂgions. En pourcentages Flandre

1996

1998



Non-emploi


78,9




5,0

9,2

0,9

1,0

3,0

1,9

100,0 56,7


13,4

60,1

14,7

0,3

1,4

4,6

5,6

34,1

9,5

34,3

4,9

3,5

5,1

8,6

100,0

Emploi salarieÂ

13,0

100,0 16,7

2,8

0,0

2,4

90,4

0,0

2,5

1,8

100,0 13,6

60,2


ChoÃmeurs B.I.T.

9,6

7,3

37,0

3,2

15,9

18,4

8,6

100,0 13,3


Emploi total

2,0

0,0

4,2

0,0

5,6

81,7

6,5

10,7

0,6

12,5

1,9

2,3

11,0

61,0

100,0

Nonemploi

69,6 100,0

Nonemploi

30,9

Inactifs

100,0 55,9


39,0 54,9

8,9 12,6

13,2

9,9

18,6

Emploi salarieÂ

2,5 8,6


61,1 14,0

29,0

Non-emploi 29,0


100,0

100,0

1996/1998 100,0

100,0

71,0

100,0

100,0

n1 = 1626 n2 = 1849

Emploi total 100,0

13,8 47,5

Non-emploi

9,9

86,0

12,7 43,9

30,4 30,4

100,0


467

Tableau A3.3 A. Population masculine aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice, en couple. ReÂpartition selon le statut d'activiteÂ, l'aÃge, le niveau de diploÃme, le niveau de diploÃme de la partenaire et la situation familiale, par pays, reÂgions et statut d'activiteÂ de la partenaire Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Statut d'activiteÂ en 1996

Pays

Bruxelles

Wallonie

Flandre

De la partenaire Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou De l'homme en couple inactive inactive inactive inactive Actif occupeÂ AÃge

DiploÃme

DiploÃme de la partenaire Situation familiale

< 30 ans 30-49 ans 50-64 ans ens. primaire ou sec. inf. ens. sec. sup. ens. supeÂrieur ens. primaire ou sec. inf. ens. sec. sup. ens. supeÂrieur meÂnage sans enfant (*) meÂnage avec enfants

Total

14,1 28,6 55,8 39,5

85,9 71,4 44,2 60,6

100,0 100,0 100,0 100,0

23,9 32,8 37,1 44,6

76,1 67,2 62,9 55,4

100,0 100,0 100,0 100,0

36,8 30,2 57,5 48,0

63,2 69,8 42,5 52,0

100,0 100,0 100,0 100,0

7,5 27,0 57,2 35,9

92,5 73,0 42,8 64,1

100,0 100,0 100,0 100,0

27,7 25,2 48,1

72,4 74,8 51,9

100,0 100,0 100,0

28,2 29,5 48,4

71,9 70,5 51,6

100,0 100,0 100,0

30,5 26,8 56,1

69,5 73,2 43,9

100,0 100,0 100,0

26,2 23,4 45,1

73,8 76,7 54,9

100,0 100,0 100,0

36,4 47,2 33,5

63,6 52,8 66,5

100,0 100,0 100,0

39,5 19,3 31,2

60,5 80,7 68,8

100,0 100,0 100,0

40,8 14,9 42,3

59,2 85,1 57,7

100,0 100,0 100,0

33,9 10,5 29,7

66,1 89,5 70,3

100,0 100,0 100,0

30,9

69,1

100,0

33,2

66,8

100,0

33,3

66,7

100,0

29,6

70,4

100,0

31,5

68,5

100,0

32,7

67,3

100,0

35,0

65,0

100,0

29,6

70,4

100,0

35,5 66,5 85,8 84,8

64,5 33,5 14,2 15,2

100,0 100,0 100,0 100,0

0,0 66,0 62,8 76,0

100,0 34,0 37,2 24,0

100,0 100,0 100,0 100,0

58,9 86,5 90,2 93,8

41,1 13,5 9,8 6,2

100,0 100,0 100,0 100,0

31,6 52,8 86,5 81,2

68,4 47,3 13,5 18,8

100,0 100,0 100,0 100,0

61,6 76,3 87,1

38,4 23,7 12,9

100,0 100,0 100,0

16,8 73,9 81,4

83,2 26,1 18,6

100,0 100,0 100,0

74,9 82,2 96,5

25,1 17,8 3,5

100,0 100,0 100,0

66,4 71,1 81,9

33,6 28,9 18,1

100,0 100,0 100,0

68,2 47,2 78,5

31,8 52,8 21,5

100,0 100,0 100,0

40,8 0,0 58,0

59,2 100,0 42,0

100,0 100,0 100,0

77,4 53,9 85,7

22,6 46,1 14,4

100,0 100,0 100,0

71,2 56,9 77,3

28,8 43,1 22,7

100,0 100,0 100,0

78,7

21,3

100,0

53,8

46,2

100,0

89,1

10,9

100,0

77,2

22,8

100,0

78,6

21,4

100,0

55,7

44,3

100,0

87,3

12,7

100,0

77,3

22,7

100,0

Actif inoccupeÂ ou inactif AÃge

DiploÃme


Total


n1 = 1848 n2 = 2545

n1 = 179 n2 = 215

n1 = 768 n2 = 763

n1 = 901 n2 = 1566

(*) selon que le meÂnage compte ou non des enfants de l'un ou/et de l'autre partenaire dans le meÂnage. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. n1 = effectif non pondeÂreÂ ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, UniversiteÂ de LieÁge. Source : PSBH.

468


Statut d'activiteÂ en 1998

Pays

Bruxelles

Wallonie

Flandre

De la partenaire Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total Occu- Inoccu- Total peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou peÂe peÂe ou De l'homme en couple inactive inactive inactive inactive Actif occupeÂ AÃge

DiploÃme



Total

17,9 26,6 53,3 42,5

82,1 73,4 46,7 57,5

100,0 100,0 100,0 100,0

21,5 28,9 47,4 41,9

78,5 71,1 52,6 58,1

100,0 100,0 100,0 100,0

31,2 30,2 51,3 46,3

68,8 69,8 48,7 53,7

100,0 100,0 100,0 100,0

11,8 24,5 55,1 40,5

88,2 75,5 44,9 59,5

100,0 100,0 100,0 100,0

27,4 21,7 48,5

72,6 78,3 51,5

100,0 100,0 100,0

39,4 22,9 46,6

60,6 77,1 53,4

100,0 100,0 100,0

24,2 26,6 53,1

75,8 73,4 46,9

100,0 100,0 100,0

27,8 19,5 46,3

72,2 80,5 53,7

100,0 100,0 100,0

33,6 12,1 32,9

66,4 87,9 67,1

100,0 100,0 100,0

46,4 15,5 28,8

53,6 84,5 71,2

100,0 100,0 100,0

36,0 13,6 41,1

64,0 86,4 58,9

100,0 100,0 100,0

31,5 10,8 30,3

68,5 89,2 69,7

100,0 100,0 100,0

30,1

69,9

100,0

33,6

66,4

100,0

32,1

67,9

100,0

28,6

71,4

100,0

30,7

69,3

100,0

32,7

67,3

100,0

33,9

66,1

100,0

29,0

71,0

100,0

62,6 72,1 81,1 83,1

37,4 27,9 18,9 16,9

100,0 100,0 100,0 100,0

. 68,3 84,1 .

. 31,7 15,9 .

. 100,0 100,0 .

66,8 73,2 87,0 88,3

33,2 26,8 13,0 11,7

100,0 100,0 100,0 100,0

67,0 72,1 77,6 79,5

33,0 27,9 22,4 20,5

100,0 100,0 100,0 100,0

73,0 68,1 88,4

27,0 31,9 11,6

100,0 100,0 100,0

. . .

. . .

. . .

77,4 68,6 93,8

22,6 31,4 6,2

100,0 100,0 100,0

71,7 68,7 84,1

28,3 31,3 15,9

100,0 100,0 100,0

66,3 38,6 81,3

33,7 61,4 18,7

100,0 100,0 100,0

. . 90,8

. . 9,2

. . 100,0

69,7 40,1 87,5

30,3 59,9 12,5

100,0 100,0 100,0

66,9 37,4 77,0

33,1 62,6 23,0

100,0 100,0 100,0

75,1

24,9

100,0

64,9

35,1

100,0

76,7

23,3

100,0

75,7

24,3

100,0

78,6

21,4

100,0

76,6

23,4

100,0

82,7

17,3

100,0

76,5

23,5

100,0

Actif inoccupeÂ ou inactif AÃge

DiploÃme


Total


n1 = 1972 n2 = 1721

n1 = 157 n2 = 137

n1 = 647 n2 = 509

n1 = 1168 n2 = 1075

(*) selon que le meÂnage compte ou non des enfants de l'un ou/et de l'autre partenaire dans le meÂnage. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. n1 = effectif non pondeÂreÂ ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, UniversiteÂ de LieÁge. Source : PSBH.


469

Tableau A3.3 B. Population masculine occupeÂe aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice, en couple. ReÂpartition selon le statut dans l'emploi, par pays, reÂgions et statut dans l'emploi de la partenaire Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Statut dans l'emploi en 1996

Pays

De la partenaire SalarieÂe CDI/fonct. tps plein ( 35 h/ sem.) De l'homme en couple

SalarieÂe CDI/ fonct. tps partiel (15-35 h)

Bruxelles

SalarieÂe Non Total SalarieÂe SalarieÂe CDI/fonct. CDI/ CDD/tem- salarieÂe tps plein fonct. tps poraire/ ( 35 h/ partiel tps partiel sem.) (15-35 h) (< 15 h/ sem.)

SalarieÂe Non Total CDD/tem- salarieÂe poraire/ tps partiel (< 15 h/ sem.)

CDI/fonct. tps plein ( 35 h/sem.) CDI/fonct. tps partiel (15-35 h) CDD/temporaire/tps partiel (< 15 h/sem.) Non salarieÂ

50,1

27,0

15,2

7,7

100,0

61,5

18,7

8,6

11,2

100,0

45,8

37,1

17,1

0,0

100,0

.

.

.

.

.

40,6

22,3

27,9

9,2

100,0

.

.

.

.

.

28,6

21,7

11,9

37,8

100,0

20,3

22,6

12,0

45,1

100,0

Total

45,5

26,0

15,8

12,7

100,0

50,7

17,5

15,0

16,8

100,0

n1 = 1067 n2 = 1399

n1 = 100 n2 = 112


Wallonie



Flandre




45,0

30,3

17,0

7,7

100,0

50,9

26,6

15,1

7,4

100,0

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

44,5

25,9

25,1

4,5

100,0

33,4

23,5

30,7

12,4

100,0

26,4

26,7

20,7

26,2

100,0

31,5

18,1

5,9

44,5

100,0

Total

41,8

28,3

18,6

11,3

100,0

46,5

26,1

14,7

12,7

100,0

n1 = 398 n2 = 386

n1 = 569 n2 = 901

n1 = effectif non pondeÂreÂ ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, UniversiteÂ de LieÁge. Source : PSBH.

470



Pays



Bruxelles




43,1

30,0

18,3

8,6

100,0

61,0

19,1

7,8

12,1

100,0

47,1

45,2

2,2

5,5

100,0

.

.

.

.

.

30,2

29,5

32,8

7,5

100,0

.

.

.

.

.

27,3

20,8

11,3

40,6

100,0

.

.

.

.

.

Total

39,1

28,7

17,8

14,4

100,0

54,8

15,8

10,7

18,7

100,0

n1 = 1119 n2 = 941

n1 = 89 n2 = 72


Wallonie

De la partenaire SalarieÂe CDI/fonct. tps plein ( 35 h/ sem.) De l'homme en couple CDI/fonct. tps plein ( 35 h/sem.) CDI/fonct. tps partiel (15-35 h) CDD/temporaire/tps partiel (< 15 h/sem.) Non salarieÂ Total


Flandre



45,8

29,4

16,8

8,0

100,0

39,9

31,5

20,2

8,4

100,0

.

.

.

.

.

.

.

.

.

.

30,7

32,3

37,0

0,0

100,0

28,9

31,9

30,6

8,6

100,0

34,5

26,0

11,4

28,1

100,0

24,2

18,7

11,4

45,7

100,0

43,2

28,7

16,6

11,5

100,0

35,6

30,3

19,1

15,0

100,0

n1 = 344 n2 = 259

n1 = 686 n2 = 610

n1 = effectif non pondeÂreÂ ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, UniversiteÂ de LieÁge. Source : PSBH.

471 Â s sur le marche Â du travail en Belgique Facteurs de disparite

. 4,11 2,8 6,9 0,01 1,01 8,8 8,7 7,11 3,01 2,31 4,8 . 7,11 0,11

1,11

. 4,54 5,14 2,34 5,26 1,64 6,24 9,14 1,24 5,64 4,64 2,24 . 8,54 3,54

2,54

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

6,42 9,8 . 0,8 . . 3,7 2,6 . 9,21 6,5 8,01 . 3,8 9,7

4,01

8,94 2,24 . 1,24 . . 8,83 5,04 . 9,44 6,14 3,14 . 2,24 9,93

7,24

8,7 8,7 . 0,4 . . . . . 1,6 . . . 8,6 .

7,7

7,24

4,41 3,01 7,8 7,8 0,41 5,8 8,7 3,7 7,01 6,01 4,11 2,9 4,41 1,01 2,01

6,01

6,44 1,44 1,04 4,24 2,45 8,44 7,04 5,14 9,14 0,54 2,54 7,14 3,74 0,44 7,34

1,44

. 8,61 . 2,21 . . 6,21 0,11 . 3,51 5,81 5,31 . 6,71 9,51

4,61

. 2,44 . 6,14 . . 3,24 2,04 . 6,74 7,34 2,14 . 8,54 9,24

0,44

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

. 1,31 7,6 7,01 . . 3,11 9,8 . 6,21 4,01 7,61 . 4,11 5,01

3,31

. 0,34 1,83 6,14 . . 9,14 6,93 . 1,24 3,14 3,54 . 8,24 5,04

0,34

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

. 0,21 . 2,9 . . . . . 3,41 . . 9,01 8,21 .

5,11

. 4,24 . 1,14 . . . . . 6,24 . . 0,05 7,14 .

3,24

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

. 6,41 2,7 2,11 4,12 6,9 4,11 9,9 9,7 3,41 8,41 1,51 8,81 5,41 3,31

5,41

. 6,34 7,83 5,14 1,75 6,44 8,14 2,04 9,73 0,54 9,24 8,24 4,94 2,44 0,24

5,34

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtiv itca'l snad( lennois -seforp tutatS

emoÃlpiD

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stnafne ceva eganeÂm )*( tnafne snas eganeÂm eriaropmet + DDC .tcnof + IDC )tnadia ,.peÂdni( eÂiralas non erdac ,.filauq etuah aÁ eÂyolpme eÂyolpme eÂifilauq reirvuo eÂifilauq non reirvuo rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03

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Le plaisir et le péché: essai sur l'envie

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Travail et emploi en Europe

Archeology - Le Neolithique et l'Age du Bronze en France. Regards sur une recherche et un patrimoin

Le Livre du rire et de l'oubli

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Le comportement du consommateur et de l’acheteur

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