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

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 eÂte remanieÂes par leurs auteurs en vue de cette publication. Merci eÂgalement aÁ Jacques Thisse de nous avoir encourage aÁ reÂaliser ce livre. Notre reconnaissance s'adresse aÁ tous ceux qui, de preÁs ou de loin, ont apporte leur aide eÂditoriale, en particulier Mohamed Bouzahzah, qui a participe 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 prospeÂrite et des politiques sociales ambitieuses, n'ont pas pu, au cours des vingt dernieÁres anne  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'efficacite 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 criminalite 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 socieÂte 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 disparite atteints aujourd'hui sont toutefois sans commune mesure avec ceux observeÂs en deÂbut du XXe sieÁcle (voir Piketti, 2000).

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Introduction

le roÃle fondamental que jouent les parcours individuels sur le marche du travail. Deux effets opeÁrent conjointement2 : ± d'une part, on observe une polarisation des opportuniteÂs d'emploi : le nombre de meÂnages sans emploi a augmente 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 tente d'analyser le choÃmage et la preÂcarite dans un cadre eÂlargi, qu'on peut regrouper sous le nom de des marcheÂs du travail europeÂens. Ils se sont pose 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 flexibilite qu'elles reÂclament. Plus preÂciseÂment, cette dualisation du marche 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 compose de travailleurs masculins, il est aussi constitueÂ, de facËon majoritaire, d'individus ayant un niveau eÂleve d'eÂtudes et/ou d'expeÂrience professionnelle. Les notions de dualisme sur le marche 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 productivite 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 prive 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 rationalite eÂconomique. Tout cela est-il fonde ? 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 marche du travail et . Les liens de causalite 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 compeÂtitivite 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 marche 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 conditionne 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 aborde ces interactions. La Commission 1 s'est pencheÂe sur la question du dualisme et des institutions du marche du travail. La Commission 4 a examine 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, marche 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 marche du travail et de l'offre de capital humain dans les reÂgions europeÂennes. la crois-

 gionale sance re

et al.

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Introduction

1.

LE

 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, malgre des formes institutionnelles treÁs diffeÂrentes, la Belgique et les EÂtats-Unis preÂsentent le meÃme caracteÁre de dualisme associe 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 eÂleve et un nombre d'heures travailleÂes important. En Belgique, les auteurs ont constate 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 , deÂveloppe par Emmanuel Dhyne et BenoõÃt Mahy, analyse les transitions individuelles entre statuts sur le marche du travail aÁ partir des donneÂes du panel de deÂmographie familiale (PSBH, Panel Study on Belgian Households). Le modeÁle utilise 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'inactivite 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 marche du travail secondaire, en comparaison avec la Flandre. Une eÂtude des deÂterminants familiaux de la mobilite 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 marche 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 mobilite 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 mobilite 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 flexibilite du marche du travail. Son eÂtude porte sur la Belgique de 1988 aÁ 1998 et met en eÂvidence le caracteÁre multidimensionnel de la flexibilite 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 flexibilite et preÂcarite semble se distendre, laissant la place aÁ une segmentation plus complexe et plus floue. Le risque d'alteÂration de la qualite 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 marche 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 supporte totalement le couÃt de ses reÂformes du marche chapitre 4

chapi-

tre 5

chapitre 6

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Introduction

du travail en termes de preÂcarite de l'emploi, les beÂneÂfices en termes de creÂation d'emplois ont eÂte assez modestes. L'auteur avance l'hypotheÁse que cela a eÂte duà aÁ l'imparfaite creÂdibilite 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 flexibilite pouvait leur laisser espeÂrer. Une interpreÂtation alternative est que le probleÁme essentiel du choÃmage espagnol n'est pas lie aux rigiditeÂs du marche du travail mais aÁ des imperfections d'une autre nature (marche 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 (mesure 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'activite 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 prive que public. Les taux de rendements sont estimeÂs autour de 10 %. chapitre 7

chapitre 8

2.

 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 , reÂdige 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 marche 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 identifie 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 eÂleve 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'eÂquite et l'efficacite 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'efficacite et, plus particulieÁrement, sur l'eÂquite de ce dernier, eÂquite entendue comme la capacite 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 Communaute francËaise n'est ni particulieÁrement efficace, ni particulieÁrement eÂquitable. Il y a donc clairement de la place pour des reÂformes qui peuvent ameÂliorer l'efficacite sans nuire aÁ l'eÂquite 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 capacite 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 (universite offrant un curriculum acadeÂmique versus eÂtablissement d'enseignement supeÂrieur plus professionnel) aÁ des eÂtudiants heÂteÂrogeÁnes en termes de preÂfeÂrences pour la qualite etle type de curriculum. Les auteurs analysent l'impact d'une concurrence bidimensionnelle en qualite et en varieÂte entre les deux institutions avec asymeÂtrie des couÃts. Distinguant une situation de dominance verticale (la qualite prime sur le type de curriculum) et horizontale (le curriculum prime sur la qualiteÂ), ils comparent l'eÂquilibre deÂcentralise aÁ l'optimum social. Les institutions se diffeÂrencient surtout sur la dimension que les eÂtudiants valorisent le plus, mais l'eÂquilibre deÂcentralise converge vers l'eÂquilibre socialement optimal en dominance verticale. chapitre 12

chapitre 13

chapitre 14

Introduction

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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 priorite 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 Communaute francËaise. Ils releÁvent eÂgalement la diversite 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 marche 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 efficacite 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 pose 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

 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 eÂte 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 eÂte 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 qualite 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 marche du travail et les ressources naturelles, ou encore le roÃle exerce par les pouvoirs publics. chapitre 18

chapitre 19

chapitre 20

Introduction

17

Enfin, le , deÂveloppe 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 mobilite des capitaux de Barro, Mankiw et Sala-i-Martin (1995). L'impossibilite pour un deÂbiteur de mettre son capital humain en nantissement limite la capacite 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 converge 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 mesure par la proportion de la population ayant obtenu un diploÃme universitaire. chapitre 21

 FE  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-

 conomiques des Re Âgions gence e

Âparatoire du 13 Rapport pre

e

 conomistes Ás des E Congre

Belges de Langue Franc Ëaise

 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, Universite de LieÁge Jorge RODRIGUES

ECARES, Universite Libre de Bruxelles  tienne WASMER E

ECARES, Universite Libre de Bruxelles

1

Les auteurs tiennent a Á remercier l'Institut National de Statistiques pour avoir mis a Á leur disposition les donne  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  galement BenoõÃt Mahy pour ses commentaires pre Âcis.

20

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

REÂSUME Le marche du travail est-il segmente 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 marche du travail dual compose 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 marche du travail, ce qui est veÂrifie par le fait que l'appartenance au segment primaire a des implications fortes sur les salaires et sur les heures travailleÂes. La similarite des reÂsultats entre les deux pays s'arreÃte cependant aÁ la reÂpartition de l'emploi dans les deux segments : le segment secondaire est plus deÂveloppe aux EÂtats-Unis (50 %) qu'en Belgique (30 %). Une conjecture aÁ veÂrifier est que cela refleÁte une preÂfeÂrence plus marqueÂe de la socieÂte 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  galite  s sur le marche  du travail sont tre Ás importantes et prennent de nombreuses formes. La plus marquante est l'ine Âgalite  des revenus lie Âs a Á l'emploi. Une mesure fre  quente de cette ine Âgalite  est le rapport entre le salaire des 10 % les plus paye  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  pour  tats-Unis ou l'ine  galite  . Il est le plus e Âleve  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  galite  des salaires a en outre augmente  dans les anne Âes 80 et 90. Dans les marche  s du travail d'autres pays de l'OCDE, l'accroissement de la dispersion des salaires a e  te  plus limite  , mais s'est parfois accompagne  d'une grande he Âte  roge Âne  ite  dans l'acce Ás a Á l'emploi. Ainsi, la monte Âe d'un cho à mage massif s'est manifeste  e par l'apparition de cate Âgories particulie Á rement vulne  rables : jeunes, personnes peu qualifie Âes et cho à meurs de longue dure Âe. Une description de l'he Âte  roge  ne  ite  du marche  du travail qui permet d'approfondir l'analyse descriptive des ine Âgalite  s consiste a Á de  terminer des segments de la population qui pre Âsentent des de  terminants communs. Une telle approche, parfois appele  e « dualisme », permet d'affiner l'analyse e Âconomique du marche  du travail : elle repose ainsi sur l'existence d'un marche  primaire, compose  de travailleurs stables, attache Âs au marche  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  ral masculins, diplo à me  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  ral pluto à t des femmes, des jeunes, et appartiennent plus volontiers a Á des minorite  s ethniques. Si au de  part, l'analyse du marche  du travail en ces termes relevait d'une critique du paradigme compe Âtitif et s'inscrivait dans une de Âmarche radicale et he  te  rodoxe (Cain 1975, 1976), la pertinence de ces critiques a e Âte  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  du travail en terme de dualite  n'e  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  conome  triques traditionnelles du marche  du travail ne peuvent que difficilement appre Âhender cette dimension de dualisme. En effet, le cadre parame  trique se pre à te mal a Á l'analyse de la polarisation ou de la segmentation. Par exemple, les re  gressions de Mincer qui ont pour but de mesurer les de Âterminants individuels des salaires, sont effectue Âes sur des e  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  du travail. L'analyse du dualisme dans ce cadre parame Âtrique est force  ment partielle, en ce sens qu'elle repose sur des a priori. Nous proposons dans cette note une me Âthode tre Á s ge  ne  rale de description du dualisme ou, plus ge  ne  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  te  roge  ne  ite  de la force de travail. Dans un second temps, nous de  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 à 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  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  ment les salaires, le nombre d'heures travaille  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

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

parame  trique, une dimension ignore Âe des e  conomistes, pre Âcise  ment cette notion de dualisme.  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 à 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  sentatives de la population a Ãge  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  e au cours de l'anne Âe e  coule  e. Les donne  es d'a à ge, de sexe, d'occupation, de re  gion, d'e  ducation, familiales (nombre d'enfants), de salaire horaire et d'heu tats-Unis et res travaille  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  e de la me  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  thode descriptive, visant a Á identifier les dimensions importantes du marche  du travail et a Á les interpre  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'activite reÂgion d'appartenance te  ristiques :

,

ou

,

,

(y compris le

),

et

,

. Plus d'une ving-

taine de variables dichotomiques individuelles sont ainsi de Âfinies avec certaines spe  cificite  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 à t des femmes, des jeunes et des individus peu 2

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

genre eÂducation aÃge ,

et

) est tre Á s habituel en

e  conomie du travail. Par ailleurs, on a un second jeu de variables plus inhabituel qui de  termine la position sur l'axe : les individus sont de Âplace  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  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

 ducation E

1 2 3 4 5 Statut familial

Chef du meÂnage Conjoint DeÂpendant Enfant < 6 ans Enfant 6-16 ans à 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

 tats-Unis et pour ) dans le cas des E

3

les femmes, lorsqu'elles ont des enfants .

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

Une analyse plus de Âtaille  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  e de dimension de statut socio-e  conomique ; la troisie Á me est domine  e par les effets d'origine et d'appartenance aux minorite  s ethniques, la quatrie Áme est domine  e par les effets d'a à ge et la cinquie Á me par les effets de re Âgion, surtout dans le cas belge.

24

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

segment, et en principe donner plus de poids a Á l'anciennete  dans le segment primaire. A-t-on identifie  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  de cette variable. Par ailleurs, des e  quations de salaire tenteront de de Âterminer si l'impact de l'anciennete  de  pend du segment conside  re Â. Ce qui est inte  ressant dans l'analyse pre Âce  dente est la similarite  des re  sultats dans les deux pays. Cette similarite  peut e à tre retrouve  e lors de l'e Âtude des densite  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  de cette premie Áre composante comme une distribution mixte de deux densite Âs normales, chacune associe Âe a Á un re  gime ou a Á un

cluster

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

estime  es, sont repre  sente  es sur les Figures 1.1 A et B, respectivement pour la  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  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

Analyse en composantes principales

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)

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

Cluster 2

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

 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  rences pour des institutions fortes du marche  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  rentes caracte  ristiques des individus telles que

celles pre  sente  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  de chaque cate  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  gorie donne  e de la variable examine Âe. Nous passons maintenant en revue les re Âsultats obtenus sur chacun des e Âchantillons analyse  s.

26

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

2.1 Belgique Les

hommes

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

que plus de la moitie  des

Cluster 2

femmes

appartiennent au

Cluster 2

Cluster 1

tant

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

est fe  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  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  nario aussi contraste  est observe  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'activite 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 Prive 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

Analyse en composantes principales

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'activite type de contrat l'origine clusters Cluster 1

occupent le ro à le de

(62,4 %), tandis que le

majoritairement des

et autres personnes

, le

regroupe

. De me à 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  en Flandre qu'en Wallonie, sans doute en raison des diffe  rences dans la demande de travail re Âgionale.

2.2 EÂtats-Unis  tats-Unis, les Aux E

Cluster 1

hommes

et donc de 23,4 % (

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

ˆ 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  minin a Á 75,9 % (la

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

28

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

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  des individus dans

sont jeunes. Les individus entre

sont pluto à t dans le

, a Á 55 %. Enfin, les personnes de

sont a Á 72 % dans le

. La tre Á s large majorite  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  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  , dans le

. Enfin, la variable

personnes ne re Âpondant pas ou re Âpondant

montre que les

sont indiffe  remment dans les deux

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

.

3. EÂQUATION DE SALAIRES Ayant de  termine  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  du travail consiste a Á estimer des e Âquations de salaire du type :

ln…salaire† ˆ a 2 e ducation ‡ b 2 aà ge Á partir de par groupe de la force de travail, notamment hommes et femmes. A l'analyse pre  ce  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 à te  , 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  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  es. Malheureusement, les informations sur les salaires correspondant a Á l'e  chantillon belge (EFT, 1999) n'e Âtaient pas disponibles a Á l'heure de clo à turer  tats-Unis en cette e  tude, c'est la raison qui nous ame Áne a Á conside  rer le cas des E premier lieu.

 quation de salaires E

29

 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 à le pas pour les autres caracte Âristiques habituelles. Il ne s'agit pas d'un re Âsultat e  conomique, mais statistique, qui est assez inattendu : en effet, la premie Áre composante est de Âtermine  e, par construction, comme e Âtant celle qui explique le mieux les caracte Âristiques exoge Ánes, et se trouve aussi e à tre celle qui explique le mieux l'endoge Áne salaire. En fait, on a retrouve  ce me à me re Âsultat pour l'endoge Á ne « heures travaille  es », pour la Belgique  tats-Unis. Cela renforce notre conviction que cette composante comme pour les E joue un ro à le important sur le marche  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 à 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

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

l'attachement au marche  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  cifie  e que l'e  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  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  terminer son impact sur les salaires, en contro à lant pour ces variables structurelles. La re Âgression pre  sente  e montre que la premie Áre composante est effectivement tre Ás significative. Le signe ne Âgatif du coefficient associe Âa Á

CP1

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

est pluto à t masculin et adulte, et le segment secondaire est pluto à t fe  minin et jeune, ce qui conforte l'interpre Âtation des re  sultats descriptifs de la section pre Âce  dente. Lorsqu'on reprend cette analyse pour les hommes et les femmes se Âpare Âment (non pre  sente  s ici), on s'aperc Ëoit que la premie Áre composante (estime Âe sur tout l'e  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  du travail qui est implicite a Á

CP1

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

sont

supe  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  d'individus dont la probabilite  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  rieures a Á 10 %.

Au tableau 1.3 sont pre Âsente  s les re  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  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  ducation sont relativement plus e  leve  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  pour les femmes ame  ricaines. En revanche, le rendement de l'expe Ârience, appro-

26-45 46-65 segment primaire segment secondaire

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

et

que dans le

sont respectivement 40 . Ceci

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

 quations d'heures E

31

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

CP1

4

.

Ces re  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  du travail. On pourrait ainsi avancer l'ide Âe qu'il existe une discrimination latente sur le marche  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  s dans le segment secondaire. Dans ce cas, ils font face a Á une perte salariale inde  pendante de leurs capacite Âs. Nous avons pu confirmer cette hypothe Áse en analysant la distribution des salaires horaires a Á l'inte  rieur des deux segments et en proce Âdant a Á des estimations 5

 que les travailleurs du e  conome  triques supple  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  calcule  e se  pare  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  sidus. Nous tentons cependant ici une analyse descriptive des heures en fonction des diffe  rentes caracte  ristiques des individus, ce qui nous permet de comparer les re  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  es, alors que la significativite  des autres composantes est  tats-Unis. de  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  es, y compris avec un jeu important de variables structurelles, on remarque que dans les deux cas, le coefficient associe  a Á la variable

CP1

est

ne  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  s dans PRW (2000). Se re  fe  rer a Á PRW (2000, p. 41).

32

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

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  du travail qui travaillent le plus d'heures. Un re  sultat permettant de conforter l'intuition de l'analyse descriptive pre Âce  dente selon laquelle

CP1

capture la dimension (difficilement observable) du dualisme

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

CP1

, on peut l'utiliser a Á

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

turnover

CP1

des individus entre emplois, entre l'emploi

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

 fe  rences Re

33

de conclusions peuvent e Ãtre de  gage  es. Nous avons trouve  l'existence de deux  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 à 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  du travail est habituellement ignore Âe. C'est pourtant un ensemble de variables que notre analyse a re Âve  le  comme crucial, et nous rejoignons a Á ce propos la conclusion de Broze

et al.

(2000) pour le cas belge.

Il a aussi e  te  montre  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  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  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  e de  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  rence de la socie Âte  belge pour des emplois prote  ge  s et de qualite  , au de  triment de l'emploi des cate Âgories ayant une propension plus grande a Á e à 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 à tre le reflet de cette re Âalite Â.

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

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Economic Review

6

, 75, 792-805.

American

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

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

34

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

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REICH, M., D. GORDON et R.C. EDWARDS (1973), « Dual Labor Markets. A theory of Labor Market Segmentation », 365.

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, Universite de Mons-Hainaut Ãt MAHY Benoõ

Centre de Recherche WarocqueÂ, Universite de Mons-Hainaut

7

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

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

36

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

REÂSUME 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 marche 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 marche dual. Pour l'atteindre, nous deÂterminons des probabiliteÂs de transition entre diffeÂrents statuts repreÂsentatifs du non-emploi, des bons (marche 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 marche secondaire serait plutoÃt permeÂable au non-emploi et impermeÂable au marche 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 à mage belge a cru à plus fortement au cours de la fin des anne  es 70 et du de  but des anne Âes 80 que dans d'autres pays de l'O.C.D.E. Il est ensuite reste  a Á un niveau relativement stable jusqu'en 1996, me Ãme s'il a tout d'abord baisse  jusqu'en 1990 pour ensuite augmenter. Le cho à mage wallon a suivi a Á peu pre Á s la me à me tendance, si ce n'est durant les anne Âes 80 ou  que Á il n'a baisse plus tardivement. Co à te  fonctionnement institutionnel du marche  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 à mage. Toujours au plan institutionnel, Saint-Paul (1994) souligne que la volonte  de re  duire les cou Âes 80 s'est re  alise  e dans un à ts de licenciement durant les anne sens qui semble avoir favorise  la dualite  des marche  s du travail europe  ens, divise Âs en un segment primaire constitue  de bons emplois offrant des conditions favorables et un segment secondaire, compose  de mauvais emplois. Il montre dans quelle mesure un dualisme peut e Ãtre apparu au sein des firmes, les mauvais

Motivation

37

emplois e  tant utilise  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 à le d'assureur joue  dans ce cas par la firme, serait un deuxie Áme moyen pour elle de renforcer la productivite  des travailleurs en comple Âment aux salaires d'efficience verse Âs, ou de pouvoir atteindre une forte productivite  en versant des salaires moins e Âleve  s qu'en l'absence de cette assurance. En re  sulte donc un marche  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 à 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  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  secondaire ont pluto à t be  ne  ficie  de ce statut pour acce  der a Á un bon emploi, pour des raisons pouvant alors tenir a Á une volonte  de se  lection et de formation des employeurs potentiels pluto à 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  e inde  termine  e (ci-apre Á s de  nomme Âs CDI) et comme mauvais, les contrats a Á dure  e de  termine  e (CDD) et les statuts de sous-emploi (contrats d'apprentissage ou de formation, programmes publics de re  sorption de cho à mage). En ce qui concerne le non-emploi, nous retenons les statuts d'inactivite  (entre 18 et 65 ans) et de cho à 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  dual, nous souhaitons aussi e  valuer la fac Ë on dont le partage entre bons et mauvais emplois pourrait s'e  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  perc Ë ue. Alternativement, il pourrait e Ãtre plus cou à teux pour elle d'embaucher, dans le premier (bon) segment du marche  , des cate  gories de travailleurs dont la probabilite  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  rera dans ce cas ne pas retenir ces cate  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  gions plus de Âfavorise  es (comme certaines en Wallonie). Plus pre  cise  ment, nous souhaitons donc voir si des personnes re Âpondant a Á certaines caracte  ristiques individuelles ont e Âte  plus ou moins affecte  es par ces e  volutions.

38

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

Pour y parvenir, nous estimons la manie Áre dont les transitions sont associe  es aux caracte  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  quilibre au sens ou Á , si la population se re Âpartit dans les diffe Ârents statuts suivant ces distributions, les intensite  s de transition estime  es ne modifient pas la structure de cette population au cours du temps.

1.3 RoÃle des caracteÂristiques individuelles Une premie Á re caracte  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  ses e  tudes secondaires (techniques, professionnelles ou ge  ne  rales), 0 dans les autres cas. Co à te  probabilite  d'e  quilibre d'occuper un statut de cho à 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  tition plus intense sont apparues en de Âfaveur de la productivite  des peu qualifie  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  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  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 à mage et emploi des qualifie  s. Sans doute les travailleurs plus qualifie  s ont-ils un salaire d'acceptation plus e Âleve  , leur cou à t d'embauche devant donc l'e à tre aussi. Mais le fonctionnement du marche  du travail europe  en limite le diffe Ârentiel salarial. Dans des e Âtudes base  es sur l'efficacite  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  ficier de l'assouplissement suppose  du fonctionnement du marche  , elles pourraient alors privile Âgier des transitions entre cho à 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  s sont trop peu nombreux, les firmes devront alors embaucher (malgre  tout) des moins qualifie  s sur le marche  secondaire. Si les cou à ts de licenciement sont importants, les moins qualifie Âs ont alors principalement une probabilite  plus faible de trouver un emploi, particulie Árement a Á dure  e inde  termine  e : ces cou à ts de licenciement valorisent en effet l'option de maintenir un emploi

Motivation

39

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

40

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

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  du travail. Pour atteindre cet objectif, nous utilisons la banque de donne Âes du panel belge des me  nages (P.S.B.H.) et appliquons les techniques d'estimation des processus markoviens pour estimer les probabilite Âs d'e  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  rences estime Âes entre groupes pour notre mode Âlisation doivent donc e Ãtre conside  re  es avec prudence en ce qui concerne le ro à le estime  de la variable, du fait de la non prise en compte spe Âcifique de l'he  te  roge  ne  ite  , observe  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  e  chantillonne  es de fac Ë on repre  sentative en Á les personnes n'ont pas e ce qui concerne la dure  e d'occupation dans un statut. En clair, vouloir e Âchantillonner la population active de fac Ëon repre  sentative en terme de statut (nombre de cho à 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 à meurs de longue dure  e), plus elle a de chance de se trouver dans l'e  chantillon. Applique  a Á notre approche, ceci signifie que l'e Âchantillon utilise  pour proce  der a Á nos estimations est surponde Âre  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  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  de l'ordre de 11 ans (3943 jours) et une probabilite  de se trouver dans ce statut a Á

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

42

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

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

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

 s d'e  quilibre estime  es Transitions et probabilite

43

Fait inquie  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 à te  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  rence entre hommes et femmes en termes de dure Âe de cho à mage et d'inactivite  , s'agissant de dure Âes e  leve  es dans un cas comme dans l'autre. C'est donc un peu comme si, une fois un tri ope Âre  sur le marche  entre actifs employe  s et les autres (davantage au de Âtriment des femmes), la probabilite  de quitter le non-emploi deviendrait alors tre Ás faible quel que soit le genre. Il existerait donc peut-e à 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  rant les transitions descendantes entre emploi (CDD, CDI et sous-emploi) et non-emploi (inactivite  et cho à mage), on observe relativement peu de diffe  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  quilibre, les diffe Ârences observe  es par genre

sont encore plus fortes par qualification que par genre : la probabilite  d'inactivite  des peu qualifie  s Ð n'ayant pas termine  le niveau d'e  tudes secondaires Ð est d'environ 60 %, soit 3 fois supe Ârieure a Á celle des qualifie  s. Leur probabilite  d'e à tre en cho à mage est de 12,5 %, 5 fois supe Ârieure aux qualifie  s. Et, grosso modo, le surcroõÃt d'inactivite  et de cho à mage des premiers a pour principal corollaire davantage de probabilite  d'occuper un CDI parmi les seconds (67,3 % contre 24,4 %). Les personnes qualifie Âes connaissent des taux d'inactivite  et de cho à mage assez re  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  (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  et cho à mage qui dominent, l'emploi Ð primaire ou secondaire Ð e Âtant assez cloisonne  pour les personnes sans emploi. Il est aussi utile de remarquer une certaine diffe Ârence entre la probabilite  d'e  quilibre estime  e et la probabilite  observe  e, particulie Á rement en ce qui concerne

44

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

le statut d'inactivite  des peu qualifie  s (59,4 % versus 47,98 %) et le statut de CDI des qualifie  s (67,3 % versus 62,46 %). En d'autres termes, la situation d'e Âquilibre vers laquelle on tendrait, a Á fonctionnement donne  du marche  , devrait encore e Ãtre plus diffe  rencie  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  es par qualification. Mais elles concernent, en se re Âfe  rant a Á la distribution d'e Âquilibre the  orique des deux sous-populations, la situation des « 24 e

e

a Á 28

e

percentiles » des peu

e

Á 75 percentiles » des qualifie  s. qualifie  s et celle des « 67 a En termes de fonctionnement dual du marche Â, nos estimations de transitions et de probabilite Âs d'e  quilibre n'infirment donc pas le fait que les peu qualifie  s du marche  secondaire pourraient acce Âder au marche  primaire comme les qualifie  s, mais uniquement dans la mesure ou  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  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  de leur situation. La probabilite  de transition descendante des CDI vers les CDD est particulie Á rement diffe  rente selon les qualifications. En termes de marche  dual, une certaine mobilite  , inattendue, du marche  primaire vers le secondaire apparaõÃt davantage pour les peu qualifie Âs.

2.2.3

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

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

 s d'e  quilibre estime  es Transitions et probabilite

45

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

Population flamande

Statut de deÂpart

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 3829 866 281 362 4589

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

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 3839 1068 211 504 3442

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

Ces probabiliteÂs donnent une estimation de la probabilite 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

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

46

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

entreprises, contribuant a Á entretenir une faiblesse relative de la demande de travail. Ces facteurs pourraient expliquer en partie la faiblesse relative des probabilite  s wallonnes d'emploi, estime Âes a Á l'e  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  dual. Sur un marche  marque  par une certaine incertitude, les entreprises utilisent sans doute plus le marche  secondaire, pour des raisons qui pourraient toucher a Á la plus grande mobilite  attendue des personnes des re Âgions plus de Âfavorise  es et au plus grand besoin de limiter les cou à 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  visible, les transitions vers les bons emplois sont peu diffe Ârencie  es : celles en provenance du cho à 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  et le cho à mage, on retrouve ici aussi une relative similitude entre re  gions, encore que le sous-emploi paraisse plus prote Âger la population flamande. Ceci pourrait s'expliquer par un marche  du travail plus tendu co à te  flamand. Cette observation ne s'applique pas aux transitions entre CDD et cho à 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 à mage e  leve  , des taux de re Âallocation faibles et une vraisemblable flexibilisation du marche  du travail durant les anne Âes 80, accompagne Âe de la possible e  mergence d'un marche  du travail dual entre segment primaire (bons emplois) et secondaire (mauvais emplois), ont pu influencer les perspectives sur le marche  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  e  tait supporte  e par nos estimations. L'analyse du marche  dual suppose l'e Âmergence de deux segments, le primaire et le secondaire : le de Âveloppement du marche  secondaire re  sulterait

Conclusion

47

d'une flexibilite  plus grande associe  e aux nouvelles embauches qui seraient en cela des « mauvais » emplois, qui permettrait aux employeurs de mieux faire face aux ale  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  primaire des bons emplois serait relativement prote  ge  et cloisonne  des autres composantes du marche Â. Nos re  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  veloppement d'un marche  secondaire, nous observons par contre un cloisonnement plus marque  entre le non-emploi d'une part et l'emploi, primaire ou secondaire, d'autre part. Le marche  secondaire servirait donc en fait plus de tremplin vers le marche  primaire que de source d'ajustement marque  e par une alternance avec le non-emploi. Et la flexibilisation observe Âe du marche  pourrait avoir favorise  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  sultats obtenus en segmentant les populations par caracte  ristiques individuelles, la discrimination relative des femmes est confirme Âe, particulie Á rement dans l'acce Á s au marche  primaire. Ceci pourrait e Ãtre lie  a Á des conside  rations de type cou  attendue lors du processus d'embauche à t/productivite ou a Á une plus grande incertitude de l'employeur quant aux options futures des offreurs. Co à te  qualifications, les travailleurs peu qualifie Âs subissent objectivement la flexibilisation au sens ou à 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  observe  e d'occuper le marche  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  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  secondaire. Ce pourrait e à tre le cas des wallons, occupe Âs dans relativement plus d'emplois secondaires que les flamands.

48

 belge du travail Dualisme et transitions individuelles sur le marche

ANNEXE 2.1

Population par genre

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

Hommes

Statut de deÂpart

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 3624 1036 263 381 4713

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

Femmes

Statut de deÂpart

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 4083 949 243 469 3226

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

Ces probabiliteÂs donnent une estimation de la probabilite 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

Population par qualification

49

ANNEXE 2.2

Population par qualification

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

Âs Peu qualifie

Statut de deÂpart

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 6611 1140 277 301 2611

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

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

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)

DureÂe Distribution moyenne d'eÂquilibre (en jours)b en % (observeÂe)c 2583 828 232 478 4750

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

Ces probabiliteÂs donnent une estimation de la probabilite 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

50

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CHAPITRE

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

8

Laurence BROZE

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

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

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne

8

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

52

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

REÂSUME La theÂorie du travail dual, qui pose l'hypotheÁse de la seÂparation et de la rigidite entre des segments d'emploi et, avec elle, la question de la mobilite 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 flexibilite 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 marche 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 marche 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'intensite 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 marche du travail comme dans les modes d'insertion sociofamiliale.

1. CADRE DE REÂFLEXION Comme point de de  part de l'e  tude, nous e  mettons l'hypothe Áse d'une distribution ine  gale des chances de de Âtenir un « bon emploi » et de s'y maintenir, dans un contexte socio-e  conomique marque  par une flexibilisation des statuts d'emploi, et une diversification des trajectoires professionnelles au gre  des besoins et des opportunite  s du marche  . 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  gociation et des pratiques individuelles et familiales, qui influencent le type d'insertion professionnelle recherche  ou juge  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  notre analyse sur une exploitation du Panel Study on Belgian Households

 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  ventail diversifie  d'informations couvrant simultane Âment les domaines de la vie familiale, sociale, culturelle, professionnelle, etc. Cet avantage relatif est renforce  par la richesse des renseignements re Âtrospectifs et longitudinaux depuis 1992, qui en font d'entre  e de jeu, la source privile Âgie  e pour expe  rimenter notre objet d'e Âtude. Plus exactement, notre analyse porte sur la position occupe Âe par les personnes sur le marche  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  rence. L'e  chantillon sur lequel s'appuie notre e Âtude est limite  a Á la population en a à ge de travailler et libe Âre  e de l'obligation scolaire, soit les sujets a Ãge  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  clare  s comme handicape  s aux deux vagues d'enque Ãte, ou handicape  s en vague 3 et pensionne  s ou pre  pensionne  s en vague 5.

3. LA MEÂTHODOLOGIE La me  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  tudie  es (1994 et 1996) et a Á analyser la nature et l'intensite  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  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

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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 à 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  du travail. ±

Groupe 1 : les travailleurs salarie  s sous contrat de travail a Á dure  e inde  termine  e (CDI) et les fonctionnaires a Á temps plein, dont la dure Âe hebdomadaire de travail est supe  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  e de  termine  e (CDD)

11

, les

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

est infe  rieure a Á 15 h

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

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

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

±

Groupe 5 : les actifs inoccupe Âs, cho à 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  buter un travail dans les 15 jours de l'interview.

±

Groupe 6 : la re  serve de main-d'úuvre, compose Âe de : (1) les sujets qui, sans e Ãtre recense  s comme cho à meurs au sens du BIT, se de Âclarent cho à 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 à te, suite aux modifications apporte Âes au questionnaire, les sujets ne sont

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

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

les formations en entreprise, les emplois dans le cadre de programmes de remise au travail et les contrats d'inte  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  s », ont trouve  un emploi qui n'a pas encore de Âbute  , ou encore sont pre Âpensionne  s (ici seulement en troisie Á me vague avec limite d'a à ge fixe Âe a Á 65 ans pour les hommes, 60 ans pour les femmes). ±

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

±

Groupe 8 : cate  gorie pertinente pour la seule anne Âe 1996, dans la mesure ou Á elle reprend les pre  pensionne  s en vague 5 qui ne l'e Âtaient pas en vague 3. Ce groupe permet d'isoler les sortants du marche  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  rentes cate  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  es retenues, confirme les e Âvolutions constate  es par ailleurs dans la configuration du marche  du travail, a Á savoir : ±

une diminution des emplois CDI a Á temps plein, les plus repre Âsentatifs du marche  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  (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 à mage (24 % du non-emploi en 1994 ; 20,6 % en 1996), compense  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  (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  des mouvements repe Âre  s entre statuts socioprofessionnels : ±

parmi les plus mobiles sur le marche  du travail, c'est-a Á-dire les statuts pre  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  e. 14

Par trajectoire professionnelle ascendante, on entend une trajectoire, dans l'emploi, caracte Ârise  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

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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/pensionˆpensionneÂs 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 à me statut d'emploi, 4 % deviennent non salarie Âs, 5,4 % se retrouvent au cho à 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 à meurs deux ans plus tard et 8 % a Á tomber dans l'inactivite  , 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  curisante caracte Ârise  e par un emploi sous statut CDD ou a Á temps partiel infe  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 à tre passe  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  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  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  pour un statut non salarie Â, 1,4 % sont devenus cho à meurs et seulement 2,9 % ont quitte  la sphe Á re de l'activite Â. L'observation diffe  rencie  e des mouvements de main-d'úuvre selon le sexe montre les hommes plus prote Âge  s que les femmes en termes de stabilite  dans des emplois se Âcurisants, relevant du « marche  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  en 1994. Le sexe se re Âve Á le ici jouer tre Ás significativement

15

sur la position occupe Âe sur le marche  du travail.

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



2

attache  aux proce  dures « probit » utilise Âes

et re  pe  te  es pour chaque statut d'occupation, qui testent l'impact de la variable explicative « sexe » sur le maintien dans un statut donne  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 donne dans un statut en 1994 par donne en 1994 sexe Total = 100 % F

H

F

Signification du « sexe » comme deÂterminant de la stabilite 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 salarie 232

571

66,0 %

34,0 %

P ˆ 0,001

287

14,6 %

85,4 %

P ˆ 0.001

184

38,2 %

61,8 %

P ˆ 0,001

129

64,3 %

35,7 %

P ˆ 0,06

ChoÃmeur

84

125

40,2 %

59,8 %

P ˆ 0,31

ReÂserve de maind'úuvre Inactif

191

159

54,6 %

45,4 %

P ˆ 0,001

10

304

3,2 %

96,8 %

Peu de sujets masculins

H

15

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

58

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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  tudie  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  secondaire : en 1994, pre Ás de 2 3 des salarie  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  professionnelle, leur changement de statut traduit e Âgalement la plus grande fragilite  de leur trajectoire socioprofessionnelle : elles sont 20 %

17

(10,6 % chez les hommes) a Á e à tre passe  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 à tre passe  e d'un CDI/fonctionnaire a Á temps partiel vers un CDD. Á noter cependant que les hommes et les femmes ayant change A  de statut dans l'emploi d'une anne Âe a Á l'autre ont une probabilite  proche de s'inscrire dans une trajectoire ascendante ou descendante et le risque est plus e Âleve  chez les uns comme les autres de s'inscrire dans la seconde (59 %) que dans la premie Áre 18

(41 %)

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

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

16

Ce pourcentage et les suivants proviennent d'un tableau non publie  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  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  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  te  teste  se  pare  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  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 à 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  », 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  es qu'ils sont marie Âs ou se pre  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  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 à me d'un niveau plus e Âleve  que sa partenaire. Les chances de posse Âder ce type d'emploi sont, par contre, comparativement au groupe de re Âfe  rence, plus faibles pour les candidats a Ãge  s de plus de 19

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

e

l'enque à te entre 1992 et 1996 ; (2) ont e Âte  occupe  s dans un emploi salarie  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  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  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 à mes variables, plus particulie Á-

rement les me à 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 à me bien se re Âve  ler jouer de fac Ëon oppose  e pour les hommes et les femmes.

60

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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)

Probabilite de Probabilite de pas- Probabilite 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

Probabilite 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 trouve son emploi salarie actuel graÃce aux relations familiales 5. Avoir son peÁre ou sa meÁre diploÃme de l'ens. supeÂrieur 6. Avoir eu personnellement au moins un enfant 7. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge de ± de 6 ans 8. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge 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 marie En couple non marie 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 diploÃme que son partenaire Moins diploÃme que son partenaire Autre situation 15. Statut d'activite du partenaire Partenaire non travailleur Partenaire salarie 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

+

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

61

30 ans, diplo à me  s de l'enseignement supe Ârieur ; ils pre  sentent un profil professionnel plus diversifie  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  re  comme le plus enviable est soutenu par la mise en couple durant la pe Âriode vise Âe, tandis qu'il est entrave  soit par l'exercice d'un emploi supple Âmentaire, soit par l'expe Ârience ve  cue d'un divorce ou d'une se Âparation. Cette dernie Áre expe  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  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  e apre Á s divorce. Habiter a Á Bruxelles et exercer un second emploi semblent, ici aussi, avoir une implication sur la probabilite  d'e  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  pouse me  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 à me  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  duit chez les hommes a Ãge  s de 30 a Á 49 ans, diplo à me  s du supe  rieur, ainsi que chez ceux sur qui reposent le soutien et l'organisation familiale. Il est par contre plus e Âleve  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 à me  es qui, comparativement au groupe de re Âfe  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  es a Á la ne  cessite  de se garantir des protections et une autonomie financie Áres plus e  leve  es. Sans doute leur me Ânage est-il aussi particulie Árement Á l'inverse, la de expose  a Á la ne  cessite  de disposer d'un double salaire. A Âtention d'un CDI a Á temps plein est de Âcourage  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  cette union qui de  courage l'insertion des femmes dans un CDI a Á temps plein. Pour celles qui vivent en couple, marie Âes ou non, e à tre moins diplo à me  es que leur partenaire diminue fortement la probabilite  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  sultats 21 22

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

62

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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  voque  e plus haut, et du

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

26

.

L'influence des relations familiales dans l'insertion professionnelle des femmes semble e  galement re Âduire leurs chances de de Âcrocher un emploi typique. La probabilite  de conserver le me à me statut CDI a Á temps plein deux ans plus tard, est plus e Âleve  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  plus faible de stabilite  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  es (50-59 ans) diplo à me  es de l'enseignement supe Ârieur sont e  galement plus expose  es a Á ce risque, comparativement au groupe de Âmographique de re  fe  rence. Contrairement a Á ce qui est observe  chez les hommes, les bruxelloises semblent prote Âge  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  es de 30 a Á 49 ans diplo à me  es du supe  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 à me  du supe  rieur. Il est par contre, plus e Âleve  pour les travailleuses domicilie Âes en Flandre comparativement a Á celles re Âsidant en Wallonie ou a Á Bruxelles. Ce re  sultat confirme une flexibilite  supe  rieure des travailleuses du nord du pays.

5.2 Accepter un travail aÁ temps partiel... La probabilite  , 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  e lorsque : (1) il re  side a Á Bruxelles ou en Flandre ; (2) il a plus de 30 ans et de pre Âfe  rence plus de 50 ans, et il est diplo à me  du supe  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  ne  ficie  du soutien du re Âseau familial pour acce Âder a Á leur emploi, signe du ro à le 23 24 25 26

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

63

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

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)

Probabilite de Probabilite de pas- Probabilite 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

Probabilite 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 trouve son emploi salarie actuel graÃce aux relations familiales 5. Avoir son peÁre ou sa meÁre diploÃme de l'ens. supeÂrieur 6. Avoir eu personnellement au moins un enfant 7. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge de ± de 6 ans 8. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge 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 marie En couple non marie 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 diploÃme que son partenaire Moins diploÃme que son partenaire Autre situation 15. Statut d'activite du partenaire Partenaire non travailleur Partenaire salarie non CDI aÁ temps plein Autre situation

= 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

+++ 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 %.

±±

64

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

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

27

.

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

28

. Corre  lative-

ment, appartenir a Á la ge  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 à me. Enfin, a Á me à me configuration de me Ânage, e à tre plus diplo à me  e que le partenaire atte Ânue le risque, qui s'accroõÃt par contre chez la femme moins diplo à me  e que son conjoint. Ce re  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 à me  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  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 à me statut est favorise  e par un niveau d'e Âducation e Âleve  (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  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  duit (moins de 15 heures/semaine), il est plus faible pour les diplo à me  es du supe  rieur, au cúur de leur carrie Áre professionnelle (30-49 ans), ainsi que pour les femmes en couple moins diplo à me  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  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  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  duit.

27 28 29

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

65

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

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

Probabilite de Probabilite de pas- Probabilite 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

Probabilite 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 trouve son emploi salarie actuel graÃce aux relations familiales 5. Avoir son peÁre ou sa meÁre diploÃme de l'ens. supeÂrieur 6. Avoir eu personnellement au moins un enfant 7. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge de ± de 6 ans 8. Appartenir aÁ un meÂnage qui compte au moins un enfant aÃge 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 marie En couple non marie 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 diploÃme que son partenaire Moins diploÃme que son partenaire Autre situation 15. Statut d'activite du partenaire Partenaire non travailleur Partenaire salarie non CDI aÁ temps plein Autre situation

= 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

+++ 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 %.

±±

+

66

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

Chez les hommes, la probabilite  d'occuper un emploi pre Âcaire (CDD ou < 15 h/semaine) et de s'y maintenir est d'autant plus e Âleve  e qu'ils appartiennent a Á la cate  gorie des travailleurs a Ãge  s (50-64 ans) peu diplo à me  s, que leur partenaire occupe elle-me à me un travail atypique, qu'ils re Âsident a Á Bruxelles et/ou qu'ils ont be  ne  ficie  du soutien du re Âseau familial pour de  crocher leur emploi. En revanche, le mariage les prote Áge de la pre  carite  professionnelle Ð il re Âduit le risque d'occuper un CDD et, le cas e Âche  ant, il augmente la probabilite  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  du travail dans le cadre d'un CDD sont les jeunes (1830 ans), diplo à me  es de l'enseignement supe Ârieur, issues d'un milieu culturellement favorise  . 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  rience d'une rupture avec le partenaire, et avec elle le retour a Á l'autonomie, joue e  galement un effet protecteur contre l'emploi pre Âcaire. Par ailleurs, les travailleuses qui, en de Âbut de pe Âriode, avaient opte  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  de de  crocher un emploi CDD est, chez les femmes, plus e Âleve  e en Flandre que dans les deux autres re  gions du pays. Á la lumie A Á re de ces re Âsultats, il ressort que, sous le ge Âne  rique d'emploi pre  caire, se dissimulent des re Âalite  s « multiformes » de CDD (inte Ârim, contrat de remplacement, CDD...), qui touchent un public diversifie Â, au sein duquel nous distinguons, d'un co à te  , 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  du travail

30

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

blement perdu pre Âmature  ment leur emploi par suite de restructurations dans le secteur secondaire, et se retrouvent sur le marche  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  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  re à 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  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  gies de  ploye Âes dans les diffe Ârents groupes sociaux,

distinctement selon le genre ; un haut niveau de diplo à me intervient dans le calcul des « risques » et se confirme, a Á terme, comme « facilitateur » d'inte Âgration sur le marche  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  sultats obtenus, nous retiendrons plus particulie Árement : ±

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

±

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

±

mais une probabilite  e  quivalente de trajectoires ascendantes (resp. descendantes), pour les hommes et les femmes en mobilite  professionnelle, et le risque est plus e Âleve  , 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  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  a Á la de  tention d'un CDD ou d'un travail a Á temps partiel. Elle met e  galement en e Âvidence le profil singulier des trois re Âgions du pays dans les processus e Âtudie  s : une flexibilite  supe  rieure des emplois fe Âminins en Flandre et des emplois masculins a Á Bruxelles tandis que les travailleurs wallons semblent plus prote  ge  s contre l'avance  e des emplois atypiques. Elle confirme enfin que les fragilite Âs familiales et professionnelles se combinent, font « syste Áme », me à me s'il reste difficile et hasardeux de trancher sur le sens de certaines causalite Âs. Ainsi, les re Âsultats ont montre  que l'ancrage familial d'origine joue un ro à 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  vy-Leboyer (1999).

68

 et de  terminants familiaux Dualisme, mobilite

fruit du hasard, il joue aussi un ro à 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  mancipateurs ou encore de Âstabilisateurs des

patterns

familiaux ou de  mographi-

ques. Sans compter qu'une combinaison de ces me Ãmes facteurs peut s'ave  rer jouer dans des sens diffe Ârents au sein des populations masculine et fe Âminine. C'est le cas du fait d'e à tre marie  et de compter des enfants dans le me Ânage, qui accroõÃt la probabilite  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 à me  du supe  rieur qui re  duit le risque de quitter un emploi sous statut CDI pour les hommes mais augmente, chez les femmes, la probabilite  de se trouver dans un emploi sous statut CDD et de le garder, et cela, quelque soit leur propre niveau de diplo à me ou l'appartenance a Á une tranche d'a Ãge de  termine  e. Pour conclure, retenons que le caracte Áre pre  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  ration d'appartenance que le capital culturel et social, he Ârite  et acquis, la nature et le degre  d'investissement dans la filie Áre professionnelle, lie Âs eux-me à 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  et l'intensite  de l'engagement des uns et des autres dans les diffe Ârentes sphe Á res de vie, lui-me à me lourdement investi des

habitus

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

ge  ne  ration en ge Âne  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, Universite 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  l'acce Á s aux donne  es. Le projet a be  ne  ficie  des financements suivants : SSTC në DB/10/035, PAI P4/01 et Tournesol në 98.067.

72

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

REÂSUME Cette eÂtude se propose d'eÂvaluer l'impact des programmes de formation professionnelle octroyeÂs par le FOREM aux demandeurs d'emploi sur la probabilite 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  es dans la structure de l'emploi de la plupart des pays europe Âens, de nombreuses professions et qualifications ont e Âte  rendues largement obsole Átes. Afin de re Âpondre de fac Ë on ade Âquate aux nouvelles pressions et tensions apparues sur le marche  du travail, la remise a Á jour ou la conversion de compe Âtences et qualifications existantes s'est re Âve  le Âe e à tre un proble Áme crucial. Ce proble Áme a ne  cessite  l'intervention directe des gouvernements concerne Âs qui ont introduit et de Âveloppe  des politiques dites « actives » sur le marche  du travail, destine Âes a Á ame  liorer l'efficacite  de ce dernier. La Belgique semble avoir adopte  une attitude quelque peu singulie Áre en matie Á re de de  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 à mage et la retraite anticipe  e : en 1995, 2,8 % du PIB y e Âtait consacre  par rapport a Á 2,0 % en moyenne dans l'Union europe Âenne (UE) (OCDE, 1997, p. 99). D'autre part, la Belgique de  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  ation directe d'emplois dans le secteur public ou dans des organisations sans but lucratif que les autres pays europe  ens : 0,6 % du PIB en Belgique contre 0,2 % en moyenne dans l'UE. Par contre, la formation des cho à 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  ens. Dans les conclusions du Conseil des Ministres a Á Luxembourg en novembre 1997, l'UE pre Âconise la formation des cho à meurs comme strate Âgie de lutte contre le cho à 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  pend de l'efficacite  d'une telle politique. Dans cette e Âtude, nous voudrions contribuer a Á e  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  de sortie du cho à mage (ou de manie Á re e  quivalente sur la dure Âe du cho à mage) en Re Âgion wallonne et sur la pe Âriode 1989-1993. De manie Áre plus pre  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  pisode de cho à mage. L'analyse de la relation entre la formation et la se  quence des transitions ulte Ârieures entre cho à mage et emploi ne sera donc pas aborde  e ici. On ne s'inte  ressera donc pas a Á l'impact de la formation sur la dure Âe de l'e  ventuelle pe Âriode d'emploi conse Âcutive ou encore a Á des phe  nome Á nes de re  currence du cho à 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  pisode d'emploi interme Âdiaire, dans l'e  tat de cho à mage. Les e  tudes belges consacre Âes a Á cette question se distinguent non seulement par leur rarete  , 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 à me  s wallons diminue le taux de sortie du cho à mage au cours de la pe  riode Á septembre 1989 Ð janvier 1991. A l'inverse, en s'inte Âressant a Á l'ensemble de la population des be Âne  ficiaires de formations en Flandre, Bollens et Nicaise (1994) arrivent a Á la conclusion que ces politiques ont un effet favorable sur la probabilite  de sortie du cho à 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  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 à meurs allonge cette dure Âe d'occupation. Cependant, l'effet est estime  avec impre  cision de sorte qu'il n'est pas significativement diffe Ârent de ze  ro. Nous synthe  tisons les conclusions des e Âtudes e  trange Á res. Nous distinguons 35  tats-Unis. En Europe, la litte montre en ge Âne  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

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

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 à 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  de sortie du nonemploi vers un emploi stable. Lechner (1999) obtient par contre un impact ne  gligeable de la participation a Á une formation sur le taux de cho à mage. Pour la Norve Á ge, Torp

et al.

(1993) rapportent un impact non significativement diffe Ârent

de ze  ro de la formation sur le taux d'emploi. Cet effet devient me Ãme ne  gatif en conside  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  des participants, bien que le re Âsultat contraire se produise pour des cours de dure Âe interme  diaire. Aakvik (1999) estime que la formation augmente le taux d'emploi. Ces re Âsultats contradictoires sont sans doute le re  sultat d'imperfections dans les me Âthodes d'analyse. En particulier, la litte  rature d'e  valuation, surtout europe Âenne, a du mal a Á corriger convenablement le « biais de se  lection » (

cf. infra

37

)

. Contrairement aux effets sur l'emploi et

le cho à mage, on voit que les politiques de formation influencent peu ou me Ãme ne  gativement les salaires et les revenus professionnels. Si l'on tient compte du temps relativement limite  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  tude supple  mentaire est de l'ordre de 10 % (Ashenfelter et Rouse, 1995).  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  ennes,

l'aspect le plus souvent e Âtudie  concerne les revenus professionnels, pluto à t que le taux d'emploi ou de cho à mage. Pour des personnes adultes, on constate ge Âne Âralement que la formation a des effets mode Âre  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  efficace. En accord avec les e Âtudes europe  ennes, les analyses qui de Âcomposent les gains de revenus rapportent ge Âne  ralement que ceux-ci re Âsultent plus d'un accroissement du nombre de semaines travaille  es que d'une augmentation du salaire horaire ou du nombre d'heures

36

Voir Bonnal, Fouge Áre et Se  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  par Dolton un programme d'expe  rience professionnelle avec un faible contenu en formation. 37

et al.

(1994) est pluto Ãt

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

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

Le cadre institutionnel

75

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

39

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

40

, soit une

re  duction d'un tiers. Au cours de la formation, le taux de sortie du cho à mage baisse pourtant de 27 %. La re Âduction de la dure  e de cho à 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  ne Âfique, elle nous met en garde contre l'effet de rendements de Âcroissants. Nous mettons en e  vidence que les cho à meurs qui ont participe  a Á une formation ont e  galement les rendements les plus e Âleve  s d'une formation. Par conse Âquent, si la Belgique, conforme  ment aux objectifs de l'UE, renforce l'offre de formation en la rendant plus accessible a Á un plus grand nombre de cho à meurs, alors l'effet de la participation ne sera pas aussi be Âne  fique que celui observe  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 à meur pre  leve  ale  atoirement dans la population baisserait d'un facteur 6. Faute de donne  es pre  cises sur les cou à ts d'une formation, sur les destinations de la sortie du cho à mage et sur les revenus, l'e Âtude n'a pas pu re  aliser une analyse cou  ne  fice des programmes de formation. Une telle e Âtude est un de Âfi futur. à 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  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  gion wallonne, en moyenne 6389 cho à meurs participaient chaque mois a Á une formation au cours de la pe Âriode 1989-1993, ce qui repre Âsentait 39

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

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

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

76

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

4,2 % des cho à meurs complets indemnise Âs (CCI). Ces formations e Âtaient principalement dispense  es par le FOREM. Au cours de cette me Ãme pe  riode, 50 % des cho à 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 à de 30 % entre 1989 et 1994

42

, la

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

tion »

.

Afin d'assumer sa responsabilite  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  par la volonte  de couvrir un plus grand nombre d'orientations et de spe  cialisations professionnelles, le FOREM s'est e Âgalement efforce  ces dernie Á res anne  es de recourir plus fre Âquemment a Á des appels d'offres aupre Ás d'organismes agre Âe  s prive  s. Bien que le nombre de ces organismes ait rapidement cru à 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  es par ces organismes prive Âs. En 1993, cette part a presque double  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  riences de travail, qui sont destine Âs a Á un public plus de  favorise  . Dans notre analyse, nous n'avons pas pu distinguer ces trois types de 41 42

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

(PAC) a e Âte  introduit. Ce plan visait, entre autres, a Á augmenter conside  rablement l'offre de formation. Toutefois, le taux de croissance du nombre de participants entre 1989 et 1992 s'e Âlevait de  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  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  gale ce nombre de participants. En termes d'heures de formation dispense  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  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  ne  ficier d'une formation, le candidat est cependant soumis a Á un certain nombre d'« e  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  a Á un entretien organise  par les administrateurs responsables de la se  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  ventuellement, a Á une visite me Âdicale (demande  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 à meur qui sera se  lectionne  pour participer a Á un programme de formation. L'intervention d'administrateurs introduit un co à te  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  re  s en fonction des ratios de placement

45

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

n'existe aucun me Âcanisme d'incitation directe a Á «e  cre  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 à meurs les plus de Âfavorise  s. Heckman, Smith et Taber (1996) observent ce type de comportement dans un certain nombre de  tats-Unis. En outre, ce type de comportement a e centres de formation aux E Âte  confirme  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  cre  mage ou de discrimination positive qui dominera.

45

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

78

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

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

ment une courte dure  e, ce qui implique que le nombre d'individus dans ce groupe est beaucoup plus important que dans le groupe de cho à meurs. En 1991, 56 % des individus ayant termine  une formation professionnelle dans le secteur tertiaire e  taient employe  s. Puisque la demande de formation est supe Ârieure a Á l'offre, ce sont les administrateurs qui de Âterminent une pre Âfe  rence entre les candidats demandeurs d'emploi et employe Âs. Officiellement, le FOREM doit prioritairement se  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  une augmentation conside  rable de la proportion de demandeurs d'emploi ayant termine  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  s, mais qu'ils sont force  s d'accroõÃtre la part des demandeurs d'emploi e Âtant donne  la baisse de la demande e  manant des employe  s. L'acce Ás a Á une formation n'est pas uniquement de Âtermine  par les administrateurs du FOREM. Le demandeur d'emploi doit entreprendre une de Âmarche afin de poser sa candidature. Cette de Âmarche est cou à teuse, ce qui peut entraõÃner un processus d'« auto-se Âlection » : seuls ceux qui anticipent un rendement e Âleve  de cette formation, capable de compenser les cou Âsentent comme à ts induits, se pre candidats. Un cho à meur est partiellement rembourse  des frais de participation a Á une formation. Il maintient son droit a Á l'allocation de cho à mage pendant sa participation, rec Ë oit une indemnite  de 40 BEF par heure de formation suivie et est rembourse  de ses frais de de Âplacement. Le candidat doit pourtant supporter trois cou à 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 à tre admis qu'apre Á s avoir passe  la proce  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  , il est oblige  d'attendre le de  marrage de la session de formation souhaite Âe. Pendant cette pe  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  d'une e  tude d'e  valuation de  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.

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

79

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

Afin d'estimer le « ve  ritable » impact d'une participation a Á une formation sur le taux de sortie du cho à mage, le chercheur est confronte  a Á cinq difficulte  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  roge  ne  ite  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  limination des deux autres biais sera explique Âe dans la section suivante.

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

length-bias

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

pre  cise, la probabilite  de se  lectionner des cho à meurs de longue dure Âe est plus grande que celle de se Âlectionner des cho à meurs de courte dure  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  chantillonnage, les dure Âes e  coule  es du groupe te Âmoin (ceux qui ne participent pas a Á la formation) sont, en moyenne, largement supe  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  vitons ce biais en nous basant, comme Plasman (1993, 1994), sur un e Âchantillon d'individus qui entrent au cho à 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  valuation est le biais de se  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  ficie  de la mesure, le groupe de traitement, et ceux qui n'ont pas e Âte  affecte  s par la mesure, le groupe te  moin (ou groupe de contro à le). Si l'on observe une diffe Ârence en termes de re  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  part). Cela signifie que la diffe Ârence de re  sultats observe Âe refle Á te une diffe Ârence entre les caracte  ristiques des deux groupes pluto à t qu'une diffe  rence lie Âe a Á l'effet de la mesure. Les caracte  ristiques des « traite Âs »

80

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

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

3.3 Le biais induit par l'heÂteÂrogeÂneÂite individuelle non observable

Notre analyse utilise une me Âthode d'estimation qui requiert de grouper les donne  es en cellules homoge Ánes par rapport aux variables explicatives. Si la probabilite  de sortie du cho à mage est he Âte  roge Áne a Á l'inte  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  ristiques sont associe Âes a Á une probabilite Âe  leve  e de sortie du cho à mage quittent rapidement cet e Âtat, tandis que ceux dont les caracte Âristiques sont peu favorables a Á la sortie du cho à mage ont tendance a Á rester au cho à mage plus longtemps. Si la formation acce Âle Á re la sortie du cho à 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  ristiques de  favorables a Á la sortie du cho à mage, 47

Ceci est vrai me Ãme si cette he Âte  roge  ne  ite  n'est pas corre  le  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  e en exploitant la variation exoge Á ne des taux de participation induits par l'expe Ârience naturelle cite Âe ci-dessus.

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

81

l'indicateur de participation sera corre Âle  avec celles-ci et ceci d'autant plus fortement que l'e Âpisode de cho à 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  rieure ou e  gale a Á 6 mois. A Âe de cho à mage, le processus de se Âlection a de Âja Á e  limine  beaucoup d'he  te  roge  ne  ite  . Des tests statistiques confirment que l'he Âte  roge  ne  ite  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  il varie de manie Á re syste Âmatique a Á travers la population, l'impact estime  ne repre  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  si les participants a Á une formation sont syste  matiquement des individus a Á « rendement » e Âleve  , c'est-a Á -dire des cho à meurs qui, par cette formation, peuvent augmenter leurs chances de trouver un emploi de manie Á re plus importante que d'autres cho à meurs. Nous avons de Âveloppe  une nouvelle me  thode qui permet de tenir compte de cette he Âte  roge  ne  ite  . Elle nous enseigne que les participants a Á la formation ont effectivement des rendements beaucoup plus e Âleve  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  que la demande de forma-

tion e  tait rationne  e par la disponibilite  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  galement sur les non-participants. Les candidats qui n'ont pas encore de  marre  leur pe  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  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 à mage des participants et des non-participants, on surestime cet effet. En effet, pour les non-participants, le taux de sortie observe  est moins e  leve  que celui observe  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

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

cho à mage est inversement lie  a Á la proportion de participants. En imposant cette relation dans le mode Ále statistique, nous pouvons contro à ler ce biais. Le re  sultat de cette estimation montre qu'il existe un effet dans le sens pre Âdit par la the  orie. Toutefois, le parame Átre est estime  avec peu de pre Âcision et est tre Ás sensible a Á de le  ge Á res modifications des hypothe Áses. Ce re Âsultat n'est pas surprenant. Il n'y a qu'environ 2 % de cho à 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 à 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  es administrative STAT.92, ge  re  e par le FOREM. Il s'agit de donne Âes individuelles longitudinales, qui peuvent e à tre qualifie  es d'exhaustives, dans la mesure ou Á elles reprennent l'inte  gralite  des individus passe  s par un quelconque statut associe  au cho à mage en Re  gion wallonne, entre fe Âvrier 1989 et avril 1994. Toutefois, nous avons impose  des restrictions quant a Á la de  finition de l'e Âchantillon e  tudie  dans l'intention de favoriser une interpre Âtation claire des re Âsultats. La banque de donne  es a e  te  restreinte aux seules pe Âriodes de cho à mage ayant de  bute  au cours de la pe  riode mai 1989 Ð mars 1993. La seule prise en compte des e  pisodes dont le point de de Âpart est intervenu apre Ás avril 1989 s'explique par le souci d'e  viter tout proble Á me du biais d'e Âchantillonnage (voir ci-dessus). L'arre Ãt de la pe  riode conside  re  e en mars 1993 coõÈncide avec l'entre Âe en application de la phase II du Plan d'accompagnement des cho à meurs (PAC), relative au volet formation. Cette limite a e Âte  impose  e dans la mesure ou Á l'on peut supposer que cette politique a eu des effets sur le taux de sortie du cho à 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  galement e  te  limite  e aux individus inscrits au cho à mage a Á temps plein, a Ãge  s de moins de 50 ans au de Âbut de leur e  pisode de cho à mage et percevant une allocation de cho à mage ou se trouvant en stage d'attente. La limite d'a à ge est destine Âe a Á minimiser les sorties vers des statuts non

 es et la me  thode d'analyse Les donne

83

directement lie Âs a Á une embauche. Ces individus ont ensuite e Âte  se  pare  s en deux sous-populations, en fonction des modalite Âs qui leur ont ouvert le droit a Á l'indemnisation de cho à mage. En d'autres termes, ils ont e Âte  re  partis selon qu'ils avaient ou non entame  leur e  pisode de cho à mage par un stage d'attente des jeunes. Ci-dessous, le premier groupe est appele  « jeunes » et le second, « vieux ». La banque de donne Âes ne permet pas de calculer la dure Âe exacte d'un e  pisode de cho à mage. Les donne  es ont de Á s lors e  te  groupe  es en intervalles mensuels. Comme l'information relative aux sorties re Âalise  es pendant le stage d'attente n'est pas fiable, nous avons groupe  les six premiers mois dans un seul intervalle. Lorsqu'un demandeur d'emploi quitte le cho à mage, la base de donne Âes ne nous renseigne pas sur la raison de cette sortie. Il n'a donc pas ne Âcessairement trouve  un emploi. Il peut e Ãtre pris en charge par la mutuelle s'il rec Ëoit une indemnite  de maladie ou d'invalidite  , avoir repris des e Âtudes, e à tre entre  au service militaire, e à tre sanctionne  , ou encore e à tre temporairement sorti pour des raisons administratives. Afin d'e Âviter ce type de sorties du cho à 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  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  suivi jusqu'a Á la fin ou si le participant l'a quitte Âa Á un moment pre  mature  . 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 à le ». Cependant, vu la petite taille de ce groupe par rapport a Á l'ensemble des cho à meurs (2,1 %), le biais induit par cette contamination est ne Âgligeable. Le tableau 4.1 synthe  tise quelques statistiques descriptives de la population retenue. La population se compose de 1 361 660 e Âpisodes de cho à mage. Un individu peut connaõÃtre plusieurs e Âpisodes de cho à 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 à mage au cours de cette pe Âriode. 23 % de cette population est compose Âe de jeunes diplo à me Âs. Le tableau 4.1 reprend des statistiques relatives a Á tous les e  pisodes ainsi qu'aux e Âpisodes avec des pe Âriodes en formation, se Âpare  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  s que les non-participants. L'a Ãge moyen des participants n'est pas tre Ás diffe  rent de celui d'un cho à 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  sente  es parmi les jeunes. Les demandeurs d'emploi

84

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

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 ˆ 1) Charleroi (m ˆ 2) Mons (m ˆ 3) Mouscron et Tournai (m ˆ 4) LieÁge et Verviers (m ˆ 5) Arlon (m ˆ 6) Namur et Huy (m ˆ 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 à ge  s » ayant connu plusieurs expe Âriences de cho à mage ont une probabilite  le  ge Árement plus e Âleve  e d'entrer dans une formation.

 es et la me  thode d'analyse Les donne

85

En excluant Bruxelles, l'administration du FOREM est de Âcentralise  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 à meurs est beaucoup plus e Âleve  que dans d'autres sous-re Âgions. C'est une conse Âquence de la reconversion e Âconomique de la re  gion. En re  ponse a Á la crise side  rurgique, la re  gion a be  ne  ficie  de subventions importantes des Fonds structurels europe Âens, parmi lesquelles des subsides pour le de  veloppement d'initiatives de formation. Mouscron et Tournai ont e Âgalement Á l'inune capacite  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  de formation sous-re  gionale est exoge Áne a Á la variation de la sortie du cho à mage. Cette variation peut de Ás lors e à tre exploite  e pour identifier les effets de la formation, corrige Âs des biais de se Âlection. 48

La dure  e de cho à mage me  diane

des deux groupes, jeunes et vieux, est de

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

49

tre Ás e  leve  . Au

cours de la pe Âriode 1983-96, ce taux n'est descendu en dessous de 60 % que pendant la re  cession de 1991-93 (OCDE 1997, p. 8). Ne Âanmoins, ces statistiques souffrent de ce qu'on appelle le biais de « longueur » : la probabilite  d'observer un e  pisode long a Á un moment donne  est beaucoup plus e Âleve  e que celle d'observer un e  pisode court (voir Salant 1977 et ci-dessus dans la section 3.1). La dure  e me  diane des e  pisodes avec des pe Âriodes en formation est conside  rablement plus e Âleve  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 à 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  pisode de cho à mage) dans une formation. La dure Âe me  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 à mage de Âpend ne Âgativement de la dure  e, les participants connaõÃtront un e  pisode de cho à mage plus long e Âtant donne  la dure  e de  ja Á e  coule  e avant le de  but de la formation. Enfin, les participants ne pourraient pas avoir la me Ãme probabilite  de sortie du cho à 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  voque  pre  ce  demment. Notons que la dure Âe me  diane d'une formation est de 2 mois. 48

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

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

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

86

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

4.2 La meÂthode50 Revenons a Á la question du biais de se Âlection. Nous avons dit que nous e  liminions ce biais par la me Âthode d'« expe Ârience naturelle ». L'ide Âe peut e à tre re  sume  e de la manie Á re suivante. Dans un premier temps, nous regroupons nos Á ce niveau de regroupement, il n'y a donne  es par direction sous-re  gionale (DS). A plus de biais de se  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  le Á re la sortie du cho à mage, nous devons observer que le taux de sortie est le plus e  leve  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 à meurs qui be Âne  ficient de l'effet favorable de la formation. Cependant, ce raisonnement est seulement valable lorsque la causalite  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 à mage de la DS. Les centres dans les DS a Á taux de cho à mage plus e  leve  be  ne  ficient d'un financement plus important et peuvent donc re Âaliser un taux de participation plus e Âleve  que dans les DS a Á taux de cho à mage plus faible. Dans un tel syste Áme de financement de la formation, des taux de participation e Âleve  s vont de pair avec des taux de cho à mage e  leve  s et donc avec des taux de sortie du cho à mage faibles. Cette observation est le re  sultat du syste Áme de financement et ne refle Áte d'aucune manie Á re l'efficacite  du programme de formation. L'exemple pre Âce  dent nous explique pourquoi la me Âthode propose  e peut mener a Á une sous-estimation de l'effet de la formation. Toutefois, la me Âthode peut e  galement aboutir a Á une surestimation de l'effet. Par exemple, si le financement des centres de formation est lie  au rythme de la re Âduction du taux de cho à 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 à mage observe  s d'une DS a Á l'autre ne de  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  ne  ite  est ne  cessaire si l'on souhaite de Âgager le « ve Âritable » effet de la formation a Á partir des donne  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  s de taux de sortie entre DS. Si ces autres facteurs expliquent davantage la variation sous50

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

 es et la me  thode d'analyse Les donne

87

re  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  limination que la corre Âlation mentionne  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  que les non-participants. Cette hypothe Áse permet d'estimer l'impact de ces facteurs seulement a Á partir des donne  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  pre  ce  demment, l'acce Ás a Á une formation professionnelle du FOREM est rationne  . 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  par la capacite  de formation de chaque DS et non par le nombre de demandeurs d'emploi. Cette capacite  de  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  e aux taux de sortie du cho à mage. Elle est pluto à t la re  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  , ni les centres de formation, ni leurs employe  s ne sont re  mune  re  s en fonction des taux de placement. Par ailleurs, les budgets de ces centres ne varient ni en fonction du taux de cho à mage sous-re  gional, ni en fonction d'autres indicateurs du marche  du travail. Ainsi, il n'existe pas de lien direct entre la capacite  de formation d'une DS et le taux de sortie du cho à mage. Toutefois, nous devions e Âgalement exclure la possibilite  d'un lien indirect. C'est pourquoi nous avons cherche  s'il n'y avait effectivement pas de relation entre la variation des capacite  s de formation et les taux (de sortie

52

) du cho à mage non

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

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

propres a Á chaque DS dans la re Âgression. 52

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

88

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

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

ˆ …1 ÿ 0,73† 2 100).

Que le taux de sortie baisse au cours de la formation n'est pas surprenant : le cho à meur se concentre sur l'apprentissage pluto à 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  les donne  es en supposant une loi normale et uniforme, mais cette analyse ne

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

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

provisoires. 55

et al.

(1998) : ces derniers e Âtaient

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

participation pourrait avoir un impact imme Âdiatement positif.

 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 à 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  trange Á res. Par contre, elle contraste avec le re Âsultat de l'e Âtude de Plasman e Âvoque  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  sultats ne tiennent pas compte du biais de se Âlection. Les effets que nous estimons en contro à 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  de ces coefficients, nous ne pouvons pas rejeter cette hypothe Á se. Nous concluons que, conditionnellement aux caracte Âristiques observe  es du participant, a Á savoir la dure Âe e  coule  e au cho à mage, l'indicateur du statut « jeune » et la DS, rien n'indique qu'un stagiaire a, en moyenne, une pre  disposition diffe Ârente a Á sortir du cho à mage qu'un cho à meur quelconque. Dans la section 3.4, nous avons explique  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  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  sultats rapporte  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  l'effet moyen de la formation si tous les cho à 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

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

L'effet sur le cho à meur moyen est calcule  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  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  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  . Le message est clair. Me Ãme si nous trouvons des effets tre Á s be  ne  fiques d'une participation a Á une formation FOREM, rendre cette formation accessible a Á un plus grand nombre de cho à meurs, ce qui serait conforme aux objectifs de l'UE, ne produira pas des effets aussi be Âne  fiques. Nous avons e  galement estime  des mode Á les permettant a Á l'effet de la formation de varier avec le statut du cho à meur (« jeune » ou « vieux ») ainsi qu'avec la dure Âe e  coule  e. Toutefois, les tests de spe Âcification indiquent que ces estimateurs sont biaise  s. Par conse  quent, nous ne rapportons pas ces re Âsultats. Finalement, afin de mieux appre Âcier la signification des estimations, nous avons simule  l'effet d'une formation de deux mois (ce qui correspond a Á la dure Âe Á me  diane) sur la dure Âe de cho à mage. A cette fin, nous nous sommes base Âs sur les re  sultats du mode Á le (1). Nous avons suppose  que les stagiaires commencent une formation apre Á s une pre  sence de six mois au cho à mage. La dure  e rapporte Âe cidessous sera une dure  e remise a Á ze  ro au moment de l'entre Âe dans la formation. Le tableau 4.3 nous donne le « taux de survie » au cho à mage de ce groupe de participants. Le taux de survie est la proportion de cho à meurs qui, apre Ás une certaine dure  e de cho à mage, n'ont pas encore quitte  cet e  tat. La colonne (1) est le taux de survie estime  si les cho à meurs n'avaient pas participe  au programme. La colonne (2) pre  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

 fe  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 à 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 à mage que la moitie  des effectifs qui auraient encore e  te  pre  sents sans formation : 24 % par rapport a Á 48 %. La dure Âe me  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  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

 atrice VAN HAEPEREN Be

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne

56

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

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

96

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

REÂSUME L'objectif de cette communication est de preÂsenter un panorama de la flexibilite du marche 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 flexibilite du travail en trois cateÂgories : la flexibilite lieÂe au contrat, la flexibilite de la dureÂe du travail et la flexibilite lieÂe aÁ l'ameÂnagement du temps de travail. Les donneÂes dont nous disposons mettent en eÂvidence le caracteÁre multidimensionnel de la flexibilite 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'opportunite d'une diminution de la dureÂe leÂgale du travail.

1. INTRODUCTION Concept multiforme et en e Âvolution constante, la flexibilite  du marche  du travail a pris une telle varie  te  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  mergence historique du concept de flexibilite  et a Á l'e  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  es, d'autres encore privile Âgient l'opinion des acteurs. Tandis que certains conside Árent la flexibilite  comme un reme Áde Ð la flexibilite  du travail devrait contribuer a Á re  tablir l'e  quilibre sur les marche  s du travail europe  ens accuse  s d'e à tre trop rigides Ð, d'autres la conside Árent comme une re  ponse au changement des conditions de marche  dans les anne Âes re  centes : plus grande concurrence sur le marche  des produits, internationalisation des marche Âs, acce Âle  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  gager les tendances les plus marquantes. Nous explorerons uniquement le champ de la flexibilite  quantitative, c'esta Á -dire l'ensemble des instruments utilise Âs par les entreprises en vue de l'ajustement

quantitatif qualitative

flexibilite  57

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

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

 orique Cadre the

97

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

lence, leur adaptabilite  et leur mobilite  a Á l'inte  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  dans la troisie Á me section. Les e  volutions les plus marquantes seront synthe Âtise  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  e le  gale du travail.

2. CADRE THEÂORIQUE Vu l'importance des entreprises en tant que gestionnaires des formes de flexibilite  Рme 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  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  de nous re Âfe  rer a Á la the  orie microe  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  propres a Á assouplir ces contraintes et e Âvaluerons leur impact sur l'e  tendue des marges de manúuvre des entreprises et sur les choix d'e  quilibre. Notre point de de  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  s pour re  aliser cette production, d'autre part. On l'e Âcrira comme suit :

ou Á

Q

Q ˆ f …K ; T † K

repre  sente la quantite  de produit,

, la quantite  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 à t de production pour le niveau de production

Q

.

Dans la perspective d'apporter un e Âclairage sur la flexibilite  du travail, nous de  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  diffe  rente a Á la marge, ceux-ci ne sont pas parfaitement substituables ; nous les conside  rons de Á s lors comme des facteurs de production distincts que l'entreprise 58

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

98

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

cherchera a Á combiner de manie Áre optimale. Pour la clarte  de l'expose  , nous ne  gligerons momentane  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 ˆ f …N ; H † H N-H effectif

repre  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  gation du volume de à t du travail, la de travail en effectifs et heures permet de distinguer les cou  s au nombre d'heures à ts lie de travail d'une part et divers cou  s aux travailleurs et inde Âpendants du à ts lie nombre d'heures de travail d'autre part. Les premiers sont des cou à ts variables, 60

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

Рcou à ts d'embau-

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

ou Á

F

C ˆ FN ‡ wNH w

est le montant du cou à t fixe par travailleur et

…3† , le salaire horaire. La pre Âsence

d'un cou à t fixe implique que le cou à 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 à ts d'ajustement et cou à ts fixes

supe  rieurs.

59

N

, en abscisse et le nombre de

, en ordonne  e, les diffe  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  de travail Á la quantite 60

H isotravail

On repre  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 à t d'ajustement des

heures de travail

, c'est-a Á -dire le lieu des

est la prime salariale pour les

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

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

travailleur et l'employeur reconnaissent que la dure Âe de l'emploi est de Âtermine  e par des conditions objectives (par exemple, date de fin de contrat, ache Ávement d'une ta à che spe  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  e de  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.

 orique Cadre the

99

Cette diversite  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,

iˆ

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  raient ne  cessaires, les entreprises seraient davantage en mesure d'y re  pondre de manie Á re optimale. Pour comple  ter cette analyse, il convient de tenir compte des limites institutionnelles de la dure  e individuelle de travail, du degre  de contrainte exerce  par cette limite, des possibilite Âs de fractionnement de la dure Âe et de l'horizon de temps de re  fe  rence Ð journe  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  sente  e par la droite

hh

62

. Les heures preste  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 à 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  re  , la contrainte le Âgale sera de  finie par une dure  e de travail journalie Á re,

hebdomadaire, mensuelle ou annuelle. 63

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

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

100

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

graphique, la contrainte quantite  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  sente  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  de recours aux heures supple Âmentaires, l'entreprise se situe au point

E

2.

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

combinaison de facteurs qu'il repre Âsente n'est pas optimale ; le cou à 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  ne  ralement le travail a Á temps plein et le travail a Á temps partiel

64

. Le

degre  de latitude dans le choix des heures de travail individuellement preste Âes de  pendra de la de  finition institutionnelle du temps partiel, en particulier des re Ágles relatives aux prestations minimales et maximales. On peut proce Âder a Á l'e  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  joue un ro à le non ne Âgligeable dans l'ame  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  riodicite  qui lui convient le mieux. Ainsi, un travailleur engage  a Á temps partiel peut se voir attribuer un horaire base  sur des pe Âriodes de re  fe  rence variables : jour, semaine, mois, anne Âe. Au-dela Á de la dure  e individuelle du travail, la possibilite  d'ame  nager cette dure  e sur une pe Âriode de re  fe  rence au gre  des ne  cessite Âs e  largit l'e  ventail des choix effectifs/heures. Á l'issue de cette analyse, qui a permis de baliser le champ de de A Âcision de

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

 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  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  talent les prestations. Ce fractionnement du travail dans la dure Âe au gre  des besoins de l'entreprise permet de minimiser les cou Âs a Á des sur- ou sousà ts lie capacite  s de travail.

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

65

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

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

66

et le travail inte  r-

imaire. La flexibilite  de la dure  e du travail sera appre Âhende Âe a Á partir de donne  es relatives au travail a Á temps partiel, aux heures supple Âmentaires, au cho à 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  alement, nous aurions souhaite  pre  senter l'e  volution de la flexibilite  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  e 1988. A partir de cette date, nous disposons en effet des informations ne Âcessaires pour construire les indicateurs relatifs a Á la flexibilite  des contrats et a Á la dure  e du travail. En ce qui concerne les indicateurs relatifs a Á l'ame  nagement du temps de travail, les donne  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 à te par sondage sur les Forces de Travail est une enque Ãte socio-e  conomique aupre Á s des me  nages,

coordonne  e au niveau communautaire par

National de Statistique

66

Eurostat

et re  alise  e en Belgique sous la responsabilite  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  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

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

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

3.1 La flexibilite 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 flexibilite lieÂe aux contrats de travail Emploi temporairea Travail inteÂrimaireb Emploi salarie Hommes + femmes

Taux (en % de Belgique l'emploi salarieÂ) Wallonie Flandre Bruxelles Hommes Taux (en % de Belgique l'emploi salarie Wallonie masculin) Flandre Bruxelles Femmes Taux (en % de Belgique l'emploi salarie 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 mesure par le rapport entre le stock d'inteÂrimaires au 30 juin (ONSS) et

l'emploi salarie (EFT). c Le deÂcoupage en classes d'aÃge de la population des inteÂrimaires est leÂgeÁrement diffeÂrent de celui applique 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)

 en Belgique Panorama de la flexibilite

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  volutions laissent penser que l'emploi inte  rimaire a progresse  dans l'emploi temporaire

67

.

On note quelques diffe Ârences re  gionales. En 1998, le taux d'emploi temporaire est supe  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  gion wallonne, qui affiche la progression la plus faible au cours de la pe Âriode de re  fe  rence. En ce qui concerne le travail inte Ârimaire, c'est en Flandre et en Wallonie que la progression a e Âte  la plus accuse  e, laissant toutefois la Re Âgion bruxelloise en te à te, avec une proportion de travailleurs inte Ârimaires approchant 5 % de l'emploi salarie Â. Si les femmes constituent la majorite  de la population occupant un emploi temporaire, et si au cours de la pe Âriode de re  fe  rence, leur proportion dans l'emploi temporaire a le  ge Á rement diminue Â, elles repre  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  es dans l'emploi temporaire et sous-repre Âsente  es dans l'emploi inte Ârimaire. Cette sous-repre  sentation des femmes s'explique par la composition de l'emploi inte Ârimaire : la majorite  de ces emplois Ð soit 70 % en 1998 Ð sont des emplois d'ouvriers, ou  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  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  sentation des jeunes, plus importante toutefois pour les jeunes de la premie Áre tranche d'a Ãge. L'explication ge Âne  ralement avance Âe est la ne  cessite  pour les employeurs de re Âduire l'asyme  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  termine  e. Les e  volutions observe  es au cours de la pe  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  rentes, les donne  es sur l'emploi inte  rimaire et l'emploi temporaire permettent de comparer les e  volutions relatives mais ne peuvent e Ãtre utilise  es pour calculer la part de l'emploi inte Ârimaire dans l'emploi temporaire.

104

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

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  du travail par le biais de ce type de contrat ? Le dernier indicateur pre Âsente  dans ce tableau est celui du niveau de formation, repre Âsente  par la part des personnes posse Âdant un diplo à me de l'enseignement supe  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 à me de niveau supe Ârieur. Tant les hommes que les femmes titulaires d'un diplo à me de l'enseignement supe  rieur sont sur-repre Âsente  s dans l'emploi temporaire par rapport a Á leur poids dans l'emploi salarie  ; la sur-repre  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  sentation des hommes posse  dant un niveau d'e Âducation supe  rieur, mais une forte sous-repre Âsentation des femmes : la part des femmes titulaires d'un diplo à 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 flexibilite de la dureÂe du travail La flexibilite  de la dure  e de travail sera appre Âhende Âe par des indicateurs relatifs au temps partiel, au cho à 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  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  de 9,8 % a Á 15,8 % entre 1988 et 1998. Cette progression s'est effectue Âe a Á des rythmes diffe  rents au sein de chaque re Âgion : c'est en Flandre que la croissance a e Âte  la plus soutenue, pour atteindre, en 1998, un taux comparable a Á celui de la Wallonie. La croissance s'est re Âve  le  e plus accuse  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  sentation des 15-24 ans et sousrepre  sentation des 25-34 ans dans le temps partiel s'expliquent aise Âment lorsqu'on de Âsagre Á ge les donne  es selon le genre. La fre  quence du temps partiel est infe  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 à 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 à ge

 en Belgique Panorama de la flexibilite

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  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 à me supe  rieur repre  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 à mage temporaire

68

, une se  rie longue e  tablie sur la

base de donne  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  es. Les enseignements sur le cho à mage temporaire peuvent se re Âsumer comme suit. Tout d'abord, le cho à mage temporaire ne concerne qu'une faible partie des travailleurs : environ 1 % de l'emploi. Ensuite, le cho à 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 ˆ du cho à mage temporaire. Enfin, le taux de cho à mage temporaire est plus faible en 1998 qu'en 1988. Les indicateurs relatifs aux heures supple Âmentaire sont construits a Á partir de donne  es sur les horaires hebdomadaires de travail pre Âsente  es dans l'enque à te sur les forces de travail. Plus pre Âcise  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  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  tant e  galement marque Âes d'un caracte Áre conjoncturel. C'est en Wallonie, et ensuite en Flandre, que la hausse a e Âte  la plus accuse Âe ; mais, en de  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  e.

68

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

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

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

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

106

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

Tableau 5.2 La flexibilite 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

calcule 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  : 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  sentation des 15-24 ans est compense Âe par une sur-repre  sentation d'ampleur e  quivalente des 25-34 ans. Des e Âcarts plus minimes encore caracte Ârisent les autres tranches d'a Ãge.

 en Belgique Panorama de la flexibilite

107

Des donne  es relatives aux horaires hebdomadaires de travail apportent un e  clairage original a Á ce panorama de la flexibilite  lie Âe a Á la dure  e. Les donne  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  elle Á la lecture de ce tableau, on est d'abord frappe du travail. A  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  e de travail est supe  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  volution similaire

70

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

vailleurs de la tranche 37-40 heures se reporte dans les cate Âgories extre à mes Ð Á cet e absence de prestations et prestations supe Ârieures a Á 40 heures. A  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

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

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

et al.

, 1997).

108

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

horaires tre Ás variables aux horaires supe Ârieurs a Á 40 heures. Quant a Á la hausse de la cate  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  multiplie  par dix entre 1988 et 1988. Les de  sagre  gations par genre et par a Ãge des donne  es relatives aux horaires habituels font ressortir des disparite Âs significatives par rapport aux donne Âes agre Âge  es. En ce qui concerne le genre, on voit dans le tableau 5.4 que les femmes, de Âja Á moins concentre  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  du report s'effectue sur les dure  es habituelles supe Ârieures a Á 40 heures ou tre Ás variables. La de  sagre  gation par a à ge

71

, hommes et femmes confondus, montre que la

re  partition selon l'horaire habituel de travail se de Âforme au profit de la classe de dure  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  riode 1988 Ð 1998, on remarque une e Âvolution diffe  rencie  e des femmes et des hommes appartenant aux me Ãmes classes d'a à 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  sente  e ici pour raison de place.

 en Belgique Panorama de la flexibilite

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  rieures a Á 37 heures, une progression relativement plus accuse Âe dans les classes de dure Âes les plus e  leve  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  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  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  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  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  e par re  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

nc t

oy é Em pl

uv O

In

dé pe

rie

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

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

c'est parmi les employe  s et fonctionnaires wallons que l'on trouvait, en de Âbut de pe  riode, la plus grande proportion de prestations supe Ârieures a Á 40 heures ou tre Ás variables. La progression a toutefois e Âte  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  s en Wallonie. Concernant davantage les hommes que les femmes, davantage les travailleurs a à ge  s que les jeunes, et concernant surtout les emplois de fonctionnaires et d'employe  s, il y a lieu de penser que la hausse de la fre Âquence des prestations supe  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  quantitative souligne  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 flexibilite de l'ameÂnagement du travail Une lecture du tableau 5.5, ou  sente  s quelques indicateurs relatifs a Á Á sont pre l'ame  nagement du temps de travail, comple Âtera notre tour d'horizon de la flexibilite  . Les donne  es couvrent la pe  riode 1992-1998. Il s'agit, d'une part d'une modalite  particulie Áre d'horaire variable Ð le travail poste  Рet, d'autre part d'horaires de travail re Âpartis, au moins partiellement, sur des heures ou jours irre  guliers de travail Ð soir, nuit, samedi et dimanche. Pour chacune des formes d'emploi conside  re  es, nous distinguerons les prestations habituelles des presta73

tions occasionnelles

.

Le travail poste  concerne environ 16 % de la population en emploi, proportion en le  ge Á re hausse au cours de la pe Âriode de re  fe  rence. La majorite  des prestations sont de nature habituelle : le taux de travail poste  habituel est le Âge Á rement supe  rieur a Á 13,7 %, contre 2,4 % pour le travail poste  occasionnel. C'est en Wallonie que le taux de travail poste  est le plus important : 21 % en 1998. Le travail a Á horaire de  cale  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  , la Wallonie s'e Âcarte de la moyenne nationale avec des taux sensiblement plus e Âleve  s. 72

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

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

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

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

111

Á se et perspectives Synthe

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

Travail aÁ horaire deÂcale 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  rence du travail poste  , le travail a Á horaire de Âcale  est plus fre Âquemment preste  sur base occasionnelle qu'habituelle. Au cours de la pe Âriode 1992-1998, le travail a Á horaire de Âcale  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  cale  est supe  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  et le travail a Á horaire de  cale  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  parties entre classes d'a Ãge de la me à me fac Ë on que l'emploi total.

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

112

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

Le caracte Á re ge  ne  ral est quant a Á lui lie  a Á l'observation que la flexibilite  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  accrue des formes de flexibilite  s'accompagne d'une extension de la flexibilite  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  veloppement de ce type de contrat, a Á savoir la re Âduction de l'asyme  trie d'information a Á l'embauche ; ainsi des travailleurs plus a Ãge  s, que l'on peut penser be Âne  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  rer la perception de la flexibilite Â. D'un co à te  , les liens entre flexibilite  et pre  carite  semblent se distendre : l'instabilite  de la relation d'emploi reste un facteur de Âterminant de la pre Âcarite  , mais n'est qu'un facteur parmi d'autres de la flexibilite  . D'un autre co à te  , la question de la qualite  de l'emploi reste entie Áre et devient me à me plus complexe. La dichotomie entre « bons » emplois garantissant la stabilite  de la relation de travail et du revenu et emplois « flexibles » associant instabilite  du contrat et du revenu s'estompe au profit d'une segmentation plus complexe et plus floue. Pour appre Âcier la qualite  d'un emploi, il faut prendre en conside  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  de l'emploi semble toucher de plus en plus de travailleurs, l'ampleur de la perte e  ventuelle de qualite  n'est pas la me à me pour tous. Des corre  lations semblent exister entre certains crite Áres, par exemple entre temps partiel et horaires ou re  gimes de travail irre Âguliers (Galtier, 1998), entraõÃnant pour certains un cumul des de  savantages lie Âs a Á la flexibilite  . On ne peut sous-estimer le risque d'accroissement des ine Âgalite  s lie  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  du marche  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  d'une diminution de la dure Âe le  gale du travail. Face a Á l'impe  ratif d'un renforcement de leur capacite  d'adaptation a Á leur environnement, les entreprises doivent devenir plus flexibles. Le recours a Á la flexibilite  quantitative n'est cependant pas la seule voie : a Á la flexibilite  74

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

Á se et perspectives Synthe

113

quantitative, on peut pre Âfe  rer la flexibilite  qualitative. Le choix entre les deux est une question d'horizon temporel : la flexibilite  quantitative privile  gie le court terme, la flexibilite  qualitative, le long terme. Alors que la flexibilite  quantitative se construit sur le morcellement de la dure Âe du travail, la flexibilite  qualitative se construit sur la stabilite  de la relation de travail, stabilite  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  qualitative, est au contraire de Âcourage Âe par la flexibilite  quantitative. Tant les arguments the  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  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  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 libeÂre 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  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  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  tats membres sont invite des E Âs a Á ne  gocier des accords visant la modernisation de l'organisation du travail dans un souci d'e Âquilibre entre souplesse et se Âcurite  Рet 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  gale du travail, la question de son impact sur l'emploi me Ârite d'e à tre reconside  re Âe a Á la lumie Á re des observations relatives a Á l'e  volution de la dure Âe du travail au cours des quinze dernie Áres anne  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  resse  trouvera dans Cahuc et Granier (1998) une revue de la litte Ârature concernant l'impact de la

re  duction du travail sur l'emploi.

114

 du marche  du travail Formes d'emplois et flexibilite

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  es, la marge de manúuvre est donc de plus en plus limite  e. En termes de cre Âation d'emplois, la marge de manúuvre est plus limite  e encore : en effet, la relation entre le nombre d'heures libe Âre  es et le nombre de postes de travail supple Âmentaires ne se re Âduit pas a Á une identite  comptable. D'une part, il faut tenir compte de l'he Âte  roge  ne  ite  de la main-d'úuvre et de Á la re  serve de main-d'úuvre, qui peuvent limiter les possibilite Âs de substitution. A cet e  gard, une re  serve insuffisante de demandeurs d'emplois qualifie Âs pourrait se traduire, selon Bosch (1999), par une multiplication des heures supple Âmentaires. On e  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  du travail, tensions que renforcerait une re  duction de la dure  e le  gale du travail. Ensuite, une partie des heures libe Âre  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  d'emploi a Á temps plein

78

. Cette

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

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77 78

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Sur les cadres et les 35 heures, voir Bouffartigue et Bouteiller (2000). Sur la base des donne  es de l'enque à te sur les forces de travail de 1998, la proportion des « temps partiel subi »

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

 fe  rences Re

115

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.

, 131

CHAPITRE

6 Â Â FLEXIBILITE VS RIGIDITE :

L'ESPAGNE A-T-ELLE

LE PIRE DES DEUX MONDES ?

79

Gilles SAINT-PAUL

Universite 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

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

REÂSUME Dans ce chapitre, nous eÂtudions la structure des flux du marche 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 supporte totalement le couÃt de ses reÂformes du marche du travail en termes de preÂcarite de l'emploi, les beÂneÂfices en termes de creÂation d'emplois ont eÂte assez modestes. Nous avancËons l'hypotheÁse que cela a eÂte duà aÁ l'imparfaite creÂdibilite de la reÂforme, ce qui laisse espeÂrer un renversement de la situation.

1. INTRODUCTION Parmi les pays europe  ens caracte  rise Âs par des marche  s du travail rigides, l'Espagne se distingue par un certain nombre de spe Âcificite  s. Premie Á rement, sur les 25 dernie Áres anne  es son taux de cho à mage a pratiquement e Âte  le plus e  leve  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  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  e de la re  glementation de la protection du travail. Cette libe Âralisation de la part du gouvernement survenue en 1984, au lieu de re Âduire les cou à ts des licenciements en ge  ne  ral, ce qui aurait e Âte  politiquement irre Âalisable, a facilite  81 Á la suite de cette re .A  forme, on a

l'utilisation des contrats de travail temporaires

assiste  a Á un boom de l'emploi, ou Âsente  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  puisque les entreprises avaient la possibilite  de se se  parer aise  ment de leurs employe Âs temporaires. En de  finitive, il n'est pas empiriquement de Âmontre  qu'une telle re  forme a re  duit le cho à mage. Cela ne signifie pas, cependant, que la re Âforme n'a pas affecte  la structure du marche  du travail. Il est raisonnable d'avancer qu'elle a augmente  la rotation de la main-d'úuvre, me Ãme en l'absence d'un effet positif sur le stock agre Âge  de cho à meurs, ce qui peut e Ãtre conside  re  comme be  ne Âfique puisque la dure Âe du cho à mage est re  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  de cet e  pisode.

Introduction

119

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

et al.

(1997) a montre  des taux de cho à mage

assez similaires par structure, attribuant une partie importante du diffe Ârentiel de cho à mage entre la France et les EU a Á un effet de composition (une proportion plus e  leve  e des e  le Á ves ame Âricains sont diplo à me  s du secondaire). Ils ont aussi montre  que malgre  la similarite  de ces taux de cho à mage, le marche  du travail franc Ëais a fonctionne  assez diffe  remment de celui des EU, puisque la sortie du cho à mage e  tait plus faible en France, et par conse Âquent la dure Âe du cho à mage e  tait beaucoup plus longue. La similitude des taux de cho à 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  de la le  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  composition de la population en trois a Ãges, deux sexes et quatre niveaux d'e  ducation. Ensuite, nous rapportons syste Âmatiquement leurs re Âsultats afin de faciliter la comparaison. Enfin, nous examinons certaines caracte Âristiques plus profondes du marche  du travail espagnol tels que la de Âpendance de dure Âe et la 82

re  currence du cho à mage

.

Les principales lec Ëons de l'e  tude sont les suivantes : La premie Á re, et la plus importante, est que l'importance du diffe Ârentiel du cho à mage entre la France et l'Espagne s'explique surtout par un taux de licenciement plus e  leve  en Espagne relativement a Á la France que par un plus faible taux d'embauche. Certes, ce dernier est e Âgalement plus e Âleve  en Espagne, mais seulement le Âge Á rement, tandis que le taux de licenciement est substantiellement plus e  leve  , 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  qu'autorisent les contrats temporaires lorsqu'ils licencient, au moment de l'embauche ils ne conside Árent pas que la disponibilite  de ces derniers re  duit conside  rablement les cou à ts du travail. Suivant un argument de Âveloppe  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

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

que c'est du Âdibilite  de la re Âforme. En effet, les entreprises à au manque de cre n'e  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  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 à ts de licenciement sont faibles, le pouvoir de licenciement s'en trouve renforce  , c'est l'anticipation de ces faibles cou à ts dans le futur qui augmente les embauches. L'impact de la re Âduction des cou à ts de licenciement est d'autant plus faible sur les embauches que les entreprises sont moins su  forme à res que la re ne sera pas modifie  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 à mage relativement aux adultes, aussi bien en Espagne qu'en France par rapport aux EU (ou Á il est vrai e  galement qu'ils souffrent plus que les autres cate Âgories). Il est souvent admis que c'est a Á cause de rigidite  s telles que le salaire minimum qui rend trop cou à teux pour les employeurs d'embaucher des jeunes. Nos donne Âes sur les flux sugge Árent que cette interpre  tation est fausse. En fait, dans les trois pays, une jeune personne au cho à mage a plus de chance de trouver un travail qu'un adulte. Leur plus grand taux de cho à mage ne s'explique donc pas par un taux de sortie du cho à mage plus faible, mais pluto à t par un taux d'entre Âe plus e  leve  , du Á la fois a Á ceux qui terminent leurs à a e  tudes et a Á la plus grande pre Âcarite  de leurs emplois. Ce re Âsultat te  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  du travail. Cela signifie qu'un cho à 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 à mage. Cette caracte  ristique peut e Ãtre due soit a Á la

i.e.

deÂpendance dans la dureÂe

,

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

a Á la

reÂcurrence du choÃmage i.e.

un taux de licenciement plus e Âleve  dans un

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

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

. Sinon, on aurait pro-

bablement observe  un plus fort phe  nome Á ne de cho à mage re  current. Enfin, les faits montrent que les cho à 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 à meurs est due a Á la le Âgislation de la protection du travail ; elle explique pourquoi la mobilite  d'un travail a Á un autre repre  sente une plus grande fraction des mouvements sur le marche  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  duirait la discrimination des employeurs envers les cho à 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  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  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  rable de s'en tenir aux trois cate Âgories pre  alablement distingue  es. L'e  tude de Cohen

et al.

pourrait expliquer, par un effet de composition, une

grande partie du diffe  rentiel du cho à mage entre la France et les EU. Par exemple, concernant les hommes et pour la tranche d'a Ãge interme  diaire, la totalite  du diffe  rentiel du cho à mage est explique Âe par le fait qu'en moyenne les travailleurs franc Ë ais sont moins e Âduque  s que leurs homologues ame Âricains. La me Ãme explication e  tait valable dans le cas des femmes si on s'inte Âresse aux taux d'emploi pluto Ãt qu'au taux de cho à mage. En Espagne, ou à mage est presque deux fois Á le taux de cho plus e  leve  qu'en France, il n'est pas possible d'expliquer le niveau e Âleve  du cho à 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  e des trois pays. Cependant, pour la ge  ne  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  tant donne  que la premie Á re ge  ne  ration, plus de 80 % de la population ne de Âpassait pas ce niveau ! On peut penser que cette ame Âlioration de la qualite  de la population active espagnole contribuera dans l'avenir a Á une re Âduction du cho à mage en Espagne.

122

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

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  sent a Á une comparaison des taux de cho à mage selon les groupes et les pays. Le tableau 6.2 pre Âsente les taux de cho à mage des hommes par cate Âgories et le tableau 6.3 retrace les me Ãmes taux mais pour les femmes. Les similarite  s des taux de cho à mage franc Ë ais et ame  ricains concernant la tranche d'a à ge interme  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 %.

à 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  ration, puisqu'elle a un taux de cho à mage quasiment deux fois plus e  leve  que celui de la France. Ne Âanmoins, la proprie  te  selon laquelle les jeunes sont les plus le Âse  s reste vraie pour l'Espagne comme pour la France. Mais l'effet de composition explique certainement une faible fraction du cho à mage en Espagne, contrairement au cas ou Á la comparaison porte sur la France et les EU. Toutefois, le diffe  rentiel de cho à mage entre les plus e Âduque  s et les moins e Âduque  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  de la population active espagnole, souligne  e dans la section pre Âce  dente, re Âduira le cho à mage d'un montant substantiel. Bien que l'effet net de Âpende particulie Á rement des e  lasticite  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  galement vrai que les femmes ont un taux de cho à mage plus e  leve  que les hommes aussi bien en France qu'en Espagne, mais pas aux EU. Diffe Ârentes hypothe Á ses peuvent e Ãtre formule  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 à meuses pluto à t que comme inactives. Cette dernie Áre explication est d'autant plus pertinente que Cohen

et al.

avaient trouve  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 à mage relatif

des jeunes par rapport au groupe des personnes d'a Ãge interme  diaire Ð pour chaque groupe e Âducatif. Ce taux est particulie Á rement constant par rapport aux diffe  rentes cate Âgories lorsqu'il est calcule  comme une proportion ; sa valeur est la plus e  leve  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 à mage relatif de la cate Âgorie la moins e Âduque  e. Notre re  fe  rence n'est

124

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

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  e mais la suivante, e Âtant donne  que des phe  nome Á nes spe  cifiques peuvent modifier la situation des plus e Âduque  s. Les ratios sont un peu plus stables que lorsqu'on envisage les diffe Ârentiels selon l'a à ge, mais les re  sultats sont surprenants. Le ratio entre le cho à mage des qualifie  s et des non-qualifie  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  s par le cho à mage relativement aux autres groupes, aux EU ce sont les moins e  duque  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  tages du marche  du travail en Europe a concentre  le cou  sur les nouveaux entrants, surtout les jeunes à t de la flexibilite mais aussi les femmes. Ce qui est confirme  par les tableaux suivants qui analysent les flux du marche  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  es sous

125

Les flux

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

P Q ˆP

a Á 3 e  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 à mage a Á l'emploi. Les taux agre Âge  s d'embauche nous re Âve Á lent que l'Espagne est plus comparable a Á la France qu'aux EU. Le marche  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  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  pingle  es. Premie Á rement, les taux mensuels d'embauche en Espagne sont similaires en ampleur a Á leurs e  quivalents franc Ëais qui sont, loin derrie Áre les chiffres ame  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  en diagonalisant

Q ˆ M 8M ÿ F

France

1

126

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

Deuxie Á mement, pour la tranche d'a Ãge interme  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  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  s. D'un autre co à te  , ce qu'on observe en France peut e à tre le re Âsultat d'un effet de « sur-qualifications » tel que les plus e Âduque  s sont pre  fe  re  s aux moins e Âduque  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  es, un point de  ja Á discute  dans le papier de Cohen

et al.

Cela confirme notre ide Âe initiale

qui consiste a Á expliquer l'importance du taux de cho à mage des jeunes par le fait qu'ils supportent le cou  pluto à t qu'une quelconque re Âticence des à 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 à mage des jeunes. Quatrie Á mement, les travailleurs a Ãge  s ont un le Âger de  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  duque  s. Ceci est cohe  rent avec les pertes importantes de salaires mises en e  vidence par Cohen

et al.

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

La question inte  ressante est de savoir pourquoi la France traite si diffe Âremment les travailleurs a Ãge  s de 50 a Á 64 ans. Une explication possible est l'importance de la retraite anticipe  e et des politiques de remplacements des travailleurs a Ãge  s par les jeunes, fonde  es sur l'ide Âe re  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  espagnole est plus « traditionnelle » que la socie  te  franc Ë aise ou ame  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  s pour les femmes les plus e  duque  es (deux fois plus importants en France), peut-e Ãtre parce que les hommes choisissent d'occuper des emplois plus spe Âcialise  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  ), tandis qu'ils sont ge  ne  ralement les me à mes pour les hommes et les femmes en France et aux EU, et plus e  leve  s pour les femmes des groupes les plus e Âduque  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  rieurs pour les femmes en Espagne. Cela peut e Ãtre du à 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 à 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  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  es parce que « les temps ont change  » ou parce l'attachement des femmes au marche  du travail devient moins important apre Ás la naissance de leurs enfants ? Nous proce  dons maintenant a Á l'analyse de perte d'emploi. Le tableau 6.9 pre  sente les taux agre Âge  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 à mage, ou de l'emploi vers le cho à 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 à mage et une bande supe Ârieure qui est le taux de sortie de l'emploi. Quelques e  le  ments inte  ressants e  mergent de ce tableau. Le premier est que l'Espagne, exactement comme la France, a un taux de  tats-Unis. Ceci est clairement du licenciement bien plus faible que les E Á la à 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

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

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  de l'emploi en Europe par rapport a Á la le  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  du cho à mage en Espagne relativement a Á celui de la France semble e Ãtre davantage lie  a Á un taux de licenciement e Âleve  pluto à 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 à mage e  tait si e  leve  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  ation et la destruction d'emplois dans des proportions similaires, maintenant ainsi le taux de cho à mage agre Âge  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  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 à 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  ralement, l'Espagne reproduit les caracte Âristiques des autres e  conomies, notamment un taux de licenciements qui de ÂcroõÃt avec l'a à ge et l'e  ducation (tandis que le taux d'embauche est moins sensible a Á l'e  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 à ge interme  diaire, tandis qu'aux EU il est 1 a Á 3 fois plus e  leve  . Ainsi, les

129

 des taux de transition La non-stationnarite

emplois des jeunes sont plus pre Âcaires relativement a Á ceux des personnes d'a Ãge interme  diaire qu'aux EU, confirmant notre opinion que les jeunes supportent le cou Â. à t de la flexibilite Enfin, les taux de licenciement des femmes sont plus e Âleve  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-STATIONNARITE DES TAUX DE TRANSITION Nos donne  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  s de transition sont constantes par unite  de temps Ð the Á se que le proce  de  sous-jacent est markovien.

i.e.

sous l'hypo-

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

deÂpendance neÂgative de dureÂe

). Mais, cela

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

i.e.

, ont un taux de disparition plus e Âleve  Рque la moyenne de

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

la reÂcurrence du choÃmage

.

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

ou Á

Y

Y

ˆ 1 ÿ YY

AB

Markov AB

AB

est le taux de transition entre A et B calcule  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


Markov . AB

Cela signifie que condition-

nellement a Á ce qui se passe entre temps, e Ãtre au cho à mage a Á la pe  riode

t

t

accroõÃt

typiquement la probabilite  d'e à tre cho à meur une anne Âe apre Á s la date . La de  pendance temporelle refle Á te a Á la fois la contribution de la de Âpendance de dure  e ainsi que la re  currence du cho à mage. Ces deux phe Ânome Á nes peuvent e Ãtre intrinse Á ques aux pe  riodes de cho à mage Ð

i.e.

, une personne donne  e a tre Á s peu de chances de

trouver un emploi si elle a e Âte  au cho à mage longtemps Ð ou bien refle Âter de l'he  te  roge  ne  ite  non observe Âe Ð

i.e.

, un cho à meur de longue dure  e a en moyenne

130

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

une productivite  (non observe  e par l'e  conome Á tre) plus faible, et donc un taux de sortie du cho à mage plus faible. Dans un premier temps nous calculons l'indice de de Âpendance temporelle pour les diffe Ârentes cate  gories de l'e Âconomie espagnole. Nous adopterons maintenant une de  composition en 4 groupes e Âducatifs en se  parant, dans la cate  gorie E2, les individus ayant rec Ëu une formation professionnelle (E2.1) de ceux ayant rec Ëu une formation ge  ne  rale (E2.2). Les tableaux 6.11 et 6.12 re Âsument respectivement les indices de de Âpendance temporelle d'embauches et de licenciements chez les hommes. Les

Tableau 6.11 La deÂpendance temporelle dans le taux de licenciements chez les hommes CateÂgorie 16-24

E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3

25-49

50-64

Influx annuel

EÂquivalent annuel

IDT

17,8 11,3 11,7 10,8 6,6 4,9 3,7 1,9 3,4 1,7 3,1 0,8

28,4 17,7 18,4 18,5 12,1 10,3 8,7 4,6 4,4 3,1 2,9 2,1

0,37 0,36 0,36 0,41 0,45 0,52 0,57 0,59 0,22 0,45 ±0,06 0,61

Tableau 6.12 La deÂpendance temporelle dans le taux d'embauches chez les hommes CateÂgorie 16-24

25-49

50-64

E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3

Influx annuel

EÂquivalent annuel

IDT

29,5 32,9 32,6 20,8 35,4 37,0 35,4 27,3 19,2 17,9 22,2 25,0

42,8 39,5 40,4 21,2 54,9 52,3 54,6 42,4 37,9 24,6 41,7 53,5

0,31 0,17 0,19 0,02 0,35 0,29 0,35 0,36 0,49 0,27 0,46 0,53

 des taux de transition La non-stationnarite

131

Tableau 6.13 La deÂpendance temporelle dans le taux de licenciements chez les femmes CateÂgorie 16-24

E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3

25-49

Influx annuel

EÂquivalent annuel

IDT

21,2 14,9 14,1 13,1 5,9 5,8 5,8 3,9

24,1 22,2 25,1 40,1 12,1 11,8 15,5 8,3

0,12 0,32 0,43 0,67 0,51 0,51 0,62 0,53

Tableau 6.14 La deÂpendance temporelle dans le taux d'embauches chez les femmes CateÂgorie 16-24

E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3

25-49

Influx annuel

EÂquivalent annuel

IDT

19,2 22,1 23,7 28,8 15,9 14,1 14,1 24,6

34,8 25,3 27,7 27,5 24,3 24,0 21,2 29,8

0,44 0,13 0,14 ±0,04 0,34 0,41 0,33 0,17

tableaux 6.13 et 6.14 donnent les me Ãmes informations pour les femmes ; ces chiffres sont tre Á s peu fiables pour les personnes a Ãge  es de plus de 50 ans car la taille de cet e Âchantillon est petite ; aussi nous ne donnons pas les re Âsultats relatifs a Á ce groupe. Les faits stylise Âs sont les suivants : 1.

Les transitions de l'emploi vers le cho à mage montrent des indices de de Âpendance temporelle positifs aussi bien pour les hommes que pour les femmes. Cela signifie que les licenciements baissent avec la hausse du temps passe Âa Á travailler ; ou que les personnes qui viennent juste de perdre un emploi retournent plus vite dans le bassin d'emploi que la moyenne des cho à meurs, peut-e à tre a Á cause de la de  pendance ne Âgative de dure Âe du taux de sortie de cho à mage.

2.

La sortie du cho à mage pre  sente e Âgalement une de Âpendance temporelle pour les deux sexes.

3.

En matie Á re de licenciement, tant pour les hommes que pour les femmes, le degre  de de  pendance temporelle s'accroõÃt avec l'e  ducation. Cela sous-

132

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

entend que l'accumulation de capital humain spe Âcifique dans le travail est plus importante pour les travailleurs avec un niveau d'e Âducation e  leve Â, impliquant un effet ne  gatif plus important du temps passe  dans un travail sur le taux de licenciement. Le cas des jeunes femmes est particulie Árement frappant. Pour ce groupe, la perte d'emploi augmente avec l'e Âducation sur une base trimestrielle mais baisse lorsqu'on conside Áre une base annuelle. 4.

Pour les hommes, la de Âpendance temporelle des taux d'embauche ne de Âpend pas de l'e  ducation, excepte  celle des jeunes qui clairement de ÂcroõÃt avec l'e  ducation. Cela sugge Áre que pour les jeunes, la re Âcurrence du cho à mage et/ ou la de  pendance ne Âgative de dure Âe est plus prononce Âe pour des niveaux d'e  ducation bas, tandis que pour des travailleurs plus a Ãge  s elle semble e Ãtre distribue  e uniforme  ment a Á travers les niveaux d'e Âducation. Pour les femmes, la de Âpendance temporelle des taux d'embauches de ÂcroõÃt avec l'e  ducation aussi bien pour les jeunes que pour celles d'a Ãge interme  diaire. Afin de saisir le phe Ânome Á ne de re Âcurrence du cho à mage,

i.e.

de le distinguer

de la de  pendance de dure  e comme source de de Âpendance temporelle, nous avons estime  une re  gression

Probit

expliquant la probabilite  de licenciement comme

une fonction des caracte Âristiques du travailleur et du temps passe  dans son emploi 85

courant.

C'est e  videmment une fac Ëon assez grossie Áre pour tester la re Âcurrence,

l'ide  al aurait e  te  de prendre en conside Âration l'histoire entie Áre d'un travailleur sur le marche  du travail. Cependant, a Á cause de la dimension limite Âe du panel de l'enque à te de population active espagnole, nous nous limitons a Á l'emploi courant. Les re Âsultats confirment une de Âpendance de Âcroissante du licenciement par rapport a Á la dure  e de cet emploi. Le tableau 6.15 illustre l'effet en question qui est relativement modeste. Ainsi, tandis que la re Âcurrence du cho à mage en Espagne est e Âvidente, elle ne semble pas e à tre un phe  nome Á ne tre Ás important quantitativement, bien que les re  centes recrues aient plus de chances d'avoir un contrat temporaire et devraient donc e à tre plus expose Âes a Á la perte d'emploi. La de  pendance temporelle de la probabilite  d'e à tre au cho à mage est donc avant tout explique  e par l'effet ne  gatif de la dure Âe des pe  riodes de cho à mage sur la probabilite  de trouver un emploi, un phe Ânome Á ne abondamment e Âtudie  dans la litte  rature (voir par exemple Bover et Gomez, 1999). En d'autres termes, si un cho à meur de longue dure Âe a des difficulte  s pour trouver un emploi, en revanche les pe  riodes de cho à mage ne semblent pas trop accroõÃtre la pre Âcarite  des emplois occupe  s par la suite.

85

Pour augmenter la qualite  des re  sultats e Âconome  triques, l'estimation est mene Âe sur un panel pour les anne  es 92,

94 et 96.

à meurs et employe Âs La discrimination entre les chercheurs d'emploi cho

133

Tableau 6.15 Taux trimestriels de licenciements par peÂriode (hommes) CateÂgorie 16-24

25-49

50-64

E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3 E1 E2.1 E2.2 E3

PeÂriode = 0

PeÂriode = 2 anneÂes

16,4 12,9 11,7 8,6 10,1 7,7 6,8 4,8 7,7 5,7 5,0 3,5

14,4 11,2 10,1 7,3 8,7 6,5 5,7 4,0 6,5 4,7 4,2 2,8

6. LA DISCRIMINATION ENTRE LES CHERCHEURS D'EMPLOI CHOÃMEURS ET EMPLOYEÂS

Un autre aspect important du marche  du travail que nous avons jusqu'a Á pre  sent ne  glige  est le phe  nome Á ne de mobilite  d'un emploi vers un autre. Dans un marche  du travail rigide nous nous attendons a Á une augmentation de la mobilite  des travailleurs qui en partie compense la faible mobilite  du cho à mage vers l'emploi, car les travailleurs qui de Âsirent changer de travail sont peu dispose Âs a Á e à tre cho à meurs pendant une pe Âriode et pre Âfe Á rent pluto à t chercher du travail tout en conservant leur emploi. De plus, comme Kugler et Saint-Paul (1999) l'ont souligne  , les rigidite  s du marche  du travail condamnent les employeurs a Á pre  fe  rer le recrutement des employe  s qui cherchent un travail pluto à t que les cho à meurs parce que la le  gislation de protection d'emploi les rendent plus sensibles a Á la qualite  non observable des travailleurs Ð

i.e.

, embaucher un candidat qui posse Áde de  ja Á un

emploi fournit une assurance contre la mauvaise qualite  d'un travailleur. L'intuition fondamentale est que les travailleurs peu qualifie Âs ont une probabilite  plus importante de perdre leurs emplois que les plus qualifie Âs, de sorte que la masse de cho à meurs a un degre  de qualification moindre que la masse des chercheurs d'emploi. En absence de le Âgislation de protection d'emploi, engager un cho à meur est peu risque  puisqu'il est toujours possible de licencier un travailleur qui se re  ve Á le e à tre de mauvaise qualite Â. Plus cette le Âgislation est rigoureuse, plus les employeurs sont peu dispose Âs a Á prendre le risque d'embaucher un travailleur au cho à mage, ce qui re  duit le taux d'embauche du cho à meur par rapport a Á celui de l'employe  cherchant un autre travail.

134

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

Ce phe  nome Á ne est-il pertinent dans le cas du marche  du travail espagnol ? Pour le mesurer, calculons le ratio entre le taux trimestriel de sortie de cho à mage et le taux d'embauche pour les employe Âs cherchant un emploi, de  fini par les employe  s qui annoncent chercher un autre travail dans le questionnaire EPA. Nous appelons ce ratio l'Indicateur de Discrimination du Cho à mage (I.D.C.). Moins cet indicateur est important, plus la discrimination en de Âfaveur des cho Ãmeurs est forte. Le tableau 6.16 re Âsume les re  sultats, la Á encore pour seulement trois cate  gories d'emploi. Le tableau confirme clairement que le cho à meur a une probabilite  moins importante de trouver un travail que les employe Âs cherchant un travail, avec un ratio de 0,5 environ. Un autre aspect inte Âressant est qu'au moins pour les hommes, la discriminaÁ premie tion envers les cho à meurs augmente avec l'e  ducation des travailleurs. A Á re vue, cela peut paraõÃtre paradoxal dans la mesure ou Âs sont Á on pourrait croire que les rigidite plus contraignantes pour les travailleurs moins qualifie Âs. Ces re  sultats sugge Á rent que l'aptitude inobservable est plus un proble Áme pour des niveaux d'e Âducation plus e  leve  s. Curieusement, cela ne semble pas e Ãtre vrai pour les femmes. Pour approfondir davantage notre compre Âhension de ce phe Ânome Á ne, nous distinguons le nouvel emploi selon que le contrat offert est permanent ou temporaire. A priori, on pourrait s'attendre a Á ce que les employeurs soient peu dispose Âs a Á attribuer un contrat permanent a Á un cho à meur cherchant du travail, puisque l'employeur est plus susceptible de regretter une telle de Âcision a Á cause de la mauvaise qualite  pre  sume  e des postulants. Ainsi, nous pouvons penser que la proportion des nouveaux embauche Âs avec des contrats temporaires est plus e Âleve Âe chez des cho à meurs cherchant un emploi pluto à t que chez des employe Âs candidats a Á un emploi, autrement dit, l'Indicateur de Discrimination de Cho à mage est plus faible dans des contrats permanents que dans des contrats temporaires. Le tableau 6.17 pre Âsente cette hypothe Á se en comparant la part des contrats temporaires des nouveaux emplois pour les deux types de postulants ; cho à meurs et employe  s.

Tableau 6.16 L'Indicateur de Discrimination du ChoÃmage CateÂgorie 16-24 25-49 50-64

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2

I.D.C. (hommes)

I.D.C. (femmes)

0,56 0,62 0,40 0,57 0,54 0,44 0,38 0,17

0,51 0,43 0,50 0,32 0,26 0,36 0,39 0,14

à meurs et employe Âs La discrimination entre les chercheurs d'emploi cho

135

Tableau 6.17 La part des contrats temporaires dans les nouveaux emplois selon les caracteÂristiques du chercheur d'emploi (hommes)

CateÂgorie 16-24

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

25-49 50-64

ChoÃmeurs

EmployeÂs

91,1 96,0 86,9 91,6 89,1 79,5 91,4 87,5 66,7

97,0 94,5 94,6 93,8 93,3 84,7 93,1 88,5 71,4

Tableau 6.18 La part des contrats temporaires dans les nouveaux emplois selon les caracteÂristiques du chercheur d'emploi (femmes)

CateÂgorie 16-24 25-49 50-64

E1 E2 E3 E1 E2 E3 E1 E2 E3

ChoÃmeurs

EmployeÂs

86,7 90,9 93,6 86,1 89,6 90,1 81,6 55,6 75,0

92,7 93,7 95,1 92,7 92,0 88,7 87,3 80,9 80,0

Le tableau 6.18 confirme les re Âsultats releve  s par la litte  rature, notamment que les contrats temporaires comptent pour une large majorite  dans le cas des nouvelles recrues. Plus curieusement, a Á l'exception des femmes a Ãge  es pour lesquelles il y a trop peu d'observations pour tirer toute conclusion su  sultats à re, les re vont comple Átement contre notre raisonnement initial. La part des nouveaux emplois temporaires est syste Âmatiquement plus importante pour des employe Âs chercheurs d'emplois que pour des cho à meurs chercheurs d'emplois. Cela peut indiquer que la discrimination par l'employeur n'est pas un phe  nome Á ne important, et la faible probabilite  pour un cho à meur chercheur d'emploi peut e Ãtre due a Á d'autres facteurs, tels que les effets de Âsincitatifs des allocations du cho à mage. Une autre interpre Âtation, cependant, est que les travailleurs ont des pre  fe  rences (inobservables) he Âte  roge Á nes pour la dure  e des emplois, si bien que ceux qui pre  fe Á rent des emplois de longue dure Âe rejetteront des offres plus souvent

136

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

Á cause de cet effet et repre  senteront une plus grande fraction parmi les cho à meurs. A de composition, les cho à meurs pourraient obtenir un contrat permanent plus souvent en moyenne que l'employe  cherchant un autre travail. Ainsi, pour appre Âhender l'effet pur de la discrimination, il serait ne Âcessaire de trouver un fondement pour le choix inobservable de la se Âcurite  de l'emploi.

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Analysis de la contratacioÂn

CHAPITRE

7 CAPITAL HUMAIN, EMPLOI

ET SALAIRE EN BELGIQUE Â GIONS ET SES RE

86

 bastien LAURENT Se

Universite de LieÁge

86

Je tiens a Á remercier tout particulie Á rement Mark Harris (Universite  de Melbourne, Australie), pour son aide

relative a Á la programmation du biais de se Âlection en panel et David de la Croix, Fre Âde  ric Docquier, Christelle Lecourt, BenoõÃt Mahy et Vincent Vandenberghe pour une lecture attentive d'une version pre Âliminaire de ce papier. La responsabilite  scientifique et les erreurs e Âventuelles ne peuvent incomber qu'a Á l'auteur.

138

 gions Capital humain, emploi et salaire en Belgique et ses re

REÂSUMEÂ Cet article 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 (Panel Study on Belgian Households, 1992-1995), on 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.

1. INTRODUCTION L'e  tat de sante  du marche  du travail est une pre Âoccupation majeure en Belgique. Nous observons depuis plusieurs anne Âes un taux de cho à mage e  leve  87

accompagne  par un accroissement des ine Âgalite  s salariales.

Le me à me constat est

toutefois valable chez plusieurs de nos voisins europe Âens. Sans conteste, le passage a Á une e  conomie de services, la mondialisation, la de Âre  glementation des marche  s et les progre Ás technologiques sont autant de facteurs qui permettent d'expliquer une e Âvolution qui s'est traduite probablement par une inade Âquation entre l'offre et la demande de travail, surtout au niveau de la formation. L'objectif de cet article est d'analyser la situation du marche  du travail belge et en particulier le ro à le de l'investissement en capital humain sur l'emploi et le salaire. Afin de cerner de manie Áre pre  cise le ro à le de la formation sur les performances individuelles, nous avons choisi de nous concentrer exclusivement sur une cate  gorie d'hommes salarie  s, occupe  s ou au cho à mage, a Ãge  s de 25 a Á 54 ans. Ce choix a e  te  dicte  surtout par des raisons pratiques Ð c'est au sein de cette cate  gorie de la population masculine que les comportements sur le marche  de l'emploi sont les plus homoge Ánes. Ainsi, en nous inte Âressant a Á la tranche d'a à ge 2554 ans, nous faisons abstraction des de Âcisions concernant la poursuite des e Âtudes ou les de  parts anticipe Âs a Á la retraite. Sur base d'un e Âchantillon repre Âsentatif de la population belge, tire  des quatre premie Á res vagues du Panel De Âmographie Familiale (PSBH, 1992-1995), nous estimons en premier lieu un mode Ále probabiliste ayant comme variable de  pendante le fait d'avoir une occupation re Âmune  re  e. En second lieu, nous esti87

Notons toutefois que le taux de cho à mage a diminue  depuis 1996.

 cification de la fonction de salaire Spe

139

mons une e  quation de salaire (connue e Âgalement sous le nom d'e Âquation de Mincer, 1974) qui relie le salaire a Á des caracte  ristiques individuelles et corrigeons pour un biais de se  lection potentiel (Nijman et Verbeek, 1992). Cette analyse s'inte Âressera tout d'abord a Á e  valuer le ro à le joue  par le capital humain sur l'emploi et le salaire. Depuis les travaux de Becker (1964) et leur validation par plusieurs travaux empiriques, il n'y a plus aucun doute quant a Á l'importance de l'e Âducation dans le succe Ás professionnel. D'autres facteurs retiendront notre attention, tels l'a Ãge (et paralle Álement l'expe  rience), la position sociale, etc. Plus particulie Á rement, nous nous inte Âresserons e  galement a Á l'e  tude des disparite  s spatiales. En effet, les trois re Âgions qui composent le pays, Bruxelles, Flandre et Wallonie, connaissent une e Âvolution e  conomique diffe Ârencie  e dont il s'agit de Á s lors de mesurer l'impact sur les probabilite Âs individuelles d'avoir un emploi re  mune  re  et sur le niveau des salaires. Jusqu'a Á pre  sent, tre Á s peu d'e  tudes empiriques ont estime  une fonction de salaire sur des donne  es belges (Docquier

et al.

, 1999 ; Nicaise, 1997) et, a Á notre

connaissance, aucune n'a utilise  conjointement les dimensions individuelle et temporelle des enque Ãtes aupre Á s des me  nages (panel). La principale critique adresse  e aux e  tudes transversales est qu'elles peuvent souffrir d'un biais d'he Âte  roge Â88

ne  ite  non observe Âe

(voir Ma  tya  s et Sevestre, 1996). Tre Ás peu d'articles ont trait a Á

l'estimation d'une fonction de salaire en pre Âsence de donne  es de panel (Nijman et Verbeek, 1992 ; Vella et Verbeek, 1998 ; Vella, 1998 et Harris et Loundes, 1999). La raison avance Âe par Harris et Loundes (1999) est que l'extension aux donne Âes de panel de la me Âthode d'estimation en deux e Âtapes mise au point par Heckman (1979) pour des donne Âes transversales est loin d'e Ãtre triviale. Cet article s'organise comme suit

.

La section 2 pre Âsente brie Ávement la

me  thodologie utilise  e pour aborder l'estimation de la fonction de salaire. Les

.

re  sultats et commentaires sont propose Âs dans la troisie Á me section Enfin, la dernie Á re section conclut cette analyse.

2. SPEÂCIFICATION DE LA FONCTION DE SALAIRE La participation au marche  du travail et le salaire associe Âa Á ce travail ne sont pas inde  pendants. En effet, il est clair que pour recevoir un salaire, il faut travailler. De plus, il est probable que les facteurs de Âterminant la participation d'un individu au marche  du travail soient en partie ceux qui de Âterminent son salaire (tel 88

Dans le cas qui nous inte Âresse, ce biais d'he Âte  roge  ne  ite  non observe  e peut re Âsulter du fait que certaines

variables d'inte  re à t, cense  es influencer la participation au marche  du travail et/ou le salaire, ne sont pas observe Âes ou pas observables (quotient intellectuel, beaute Â, couleur de peau, allure ge Âne  rale, notes obtenues durant les e  tudes...)

140

 gions Capital humain, emploi et salaire en Belgique et ses re

que le niveau d'e Âtudes). Pour traiter ce proble Áme d'endoge  ne  ite  avec des donne  es transversales, Heckman (1979) a propose  un cadre d'analyse extre à mement simple. Ridder (1990) et Nijman et Verbeek (1992) ont e Âtendu cette approche a Á des donne  es de panel.

2.1 Le modeÁle de participation au marche du travail La premie Á re question que nous tentons d'e Âclaircir concerne les de Âterminants de la participation au marche  du travail. En effet, pour un e Âchantillon d'hommes belges

89

, nous estimons un mode Ále probabiliste qui vise a Á e  valuer

l'impact, en termes de perspectives d'emploi, de facteurs tels que le niveau d'e  ducation, l'appartenance re Âgionale, l'a à ge ou encore l'origine (nationale). Les de  tails concernant ce mode Ále sont pre  sente Âs a Á l'annexe 1 de Laurent (2000).

2.2 L'eÂquation de salaire Apre Á s avoir e  tudie  la participation au marche  du travail, nous analysons ensuite les de Âterminants du salaire de la population masculine employe Âe. La seconde question a Á laquelle nous envisageons de re Âpondre est de savoir quels sont les facteurs qui de  terminent le salaire de la population masculine belge. Comme e  voque  pre  ce  demment, nous adoptons une approche traditionnelle base Âe sur la the  orie du capital humain et supposons que les salaires sont lie Âs a Á des caracte  ristiques personnelles telles que l'expe Ârience, le niveau d'e Âtudes, l'origine, le secteur d'activite  , l'appartenance re Âgionale, etc. C'est tout d'abord Schultz (1961) puis Becker (1964) qui ont souligne  le ro à le de l'ame  lioration de la qualite  du facteur travail dans le processus de de Âveloppement, de Âfinissant la notion de capital humain comme un ensemble de connaissances et de compe Âtences individuelles acquises au travers de l'e Âducation ou de la formation au travail. Confirme Âe par des travaux empiriques, l'ide Âe d'un capital humain ge Âne  rateur de croissance a connu un ve  ritable consensus dans les anne Âes 60 et a fortement conditionne  l'expansion des syste Ámes e Âducatifs. Le capital humain est d'ailleurs souvent conside  re  comme un facteur explicatif primordial des e Âcarts de performance re  gionale. Il est donc inte Âressant, dans le de Âbat sur les disparite  s re  gionales de croissance, de pre Âsenter une analyse critique des diffe Ârences re  gionales en matie Áre d'e  ducation (De la Croix et Docquier, 2000). L'estimation de cette fonction de salaire pose toutefois certains proble Ámes techniques, tel que l'existence d'un biais de se Âlection potentiel. Nous renvoyons pour plus de de Âtails sur ce sujet et pour une bre Áve pre  sentation du mode Ále estime Âa Á l'annexe 2 de Laurent (2000). 89

Les caracte  ristiques de l'e  chantillon retenu seront pre Âcise  es dans la section 3.

 es du PSBH : emploi et revenu salarial Les donne

141

3. LES DONNEÂES DU PSBH : EMPLOI ET REVENU SALARIAL Les donne  es utilise  es sont issues des quatre premie Áres vagues du Panel De  mographie Familiale disponible depuis avril 1992 (1992-1995). Pour pre Ás de 4500 me  nages et plus de 8500 adultes, le PSBH (Panel Study on Belgian Households) livre une se  rie d'informations tre Ás pre  cises qui concernent notamment leur statut professionnel, leur horaire de travail et leurs revenus nets mensuels. Nous limitons toutefois notre e Âchantillon aux hommes a Ãge  s de 25 a Á 54 ans ayant le 90

statut de travailleur salarie  ou de cho à meur.

Notre souci est ici d'e Âvaluer le ro à le du capital humain ainsi que celui d'autres facteurs potentiels (tels que l'a Ãge, la situation familiale ou l'appartenance re Âgionale) sur l'emploi et sa re Âmune  ration. Depuis les premiers travaux the Âoriques et empiriques de Gary Becker sur la the Âorie du capital humain, repris dans son livre «

Human Capital

» paru en 1964, l'importance de l'investissement en formation

pour la re  ussite professionnelle ne laisse aucun doute, me Ãme si le de Âbat sur le ro à le de l'inne  et de l'acquis reste toujours ouvert a Á la discussion. L'e  chantillon retenu est compose  de 5095 observations (1474 individus), dont environ 6,5 % de cho à meurs.

4. REÂSULTATS D'ESTIMATION Dans cette e  tude nous ne faisons pas la diffe Ârence entre les individus selon le nombre d'heures travaille Âes. Pour cela, nous supposons que tous les individus observe  s souhaitent travailler a Á temps plein. De fait, nous observons que moins de 1 % des personnes reprises dans l'e Âchantillon travaillent a Á temps partiel. Rappelons encore que, pour des raisons de fiabilite  des donne Âes, nous avons retenu uniquement les personnes salarie Âes.

4.1 Le modeÁle de participation au marche du travail On s'inte  ressera tout d'abord aux facteurs qui de Âterminent le fait d'avoir un emploi re  mune  re  . Les re  sultats de l'estimation du mode Ále probit a Á effets ale  atoires ainsi que les degre Âs de significativite  sont reporte  s au tableau 7.1. La dernie Áre colonne correspond aux probabilite Âs estime  es d'avoir un emploi (en variation par 91

rapport au groupe de re Âfe  rence 90

). Notons pre  alablement que certaines variables

Ce choix a e  te  dicte  , d'une part, par le fait que la pe Âriode d'e  ducation formelle est ge  ne  ralement comple  te Âe a Á

l'a à ge de 25 ans et, d'autre part, par le fait qu'apre Ás 54 ans, bon nombre de travailleurs sortent du marche  du travail. 91

Pour chacune des variables cate Âgorielles, une des modalite Âs est retenue dans la constante et de ce fait, de Âfinit le

groupe de

reÂfeÂrence

. Ce groupe correspond aux hommes observe Âs en 1992, sans diplo à me ou avec un diplo à me de

142

 gions Capital humain, emploi et salaire en Belgique et ses re

Tableau 7.1 Participation au marche du travail Variables explicatives Constante (ReÂfeÂrence) AÃge AÃgeb

ParameÁtres (EÂcart-types) ±4,4571 0,3747 ±0,0052

1 de probabiliteÂsa

(2,1055)** (0,1147)*** (0,0015)***

0,00%

ReÂfeÂrence 1,0954 (0,2770)*** 1,6174 (0,4715)*** 1,3276 (0,2501)*** 3,2042 (0,5957)*** 2,1808 (0,2968)*** 2,5813 (0,5187)*** 3,1635 (0,4183)***

0,00% 7,56% 10,14% 8,79% 14,81% 12,29% 13,46% 14,74%

±0,5733 ±0,2053

(0,2322)*** (0,0813)***

±5,18% ±1,76%

1,1148 (0,2744)*** 0,2690 (0,3521) 0,2427 (1,2863) ReÂfeÂrence

7,67% 2,14% 1,94% 0,00%

ReÂfeÂrence ±1,3946 (0,2608)*** ±1,3370 (0,2019)***

0,00% ±13,96% ±13,30%

ReÂfeÂrence ±0,3039 (0,1575)** ±0,0042 (0,1648) ±0,1941 (0,1748) 1474 5095 ±890,742

0,00% ±2,64% ±0,04% ±1,66%

 ducation E

Primaire ou sans diploÃme Secondaire infeÂrieur prof./techn. Secondaire infeÂrieur geÂneÂral Secondaire supeÂrieur prof./techn. Secondaire supeÂrieur geÂneÂral SupeÂrieur non universitaire court (2-3 ans) SupeÂrieur non universitaire long (4 ans) SupeÂrieur universitaire  nage Me

Pas chef de meÂnage (fils, etc.) Nombre d'enfants Origine

Belgique Communaute EuropeÂenne Europe Reste du monde  gionale Appartenance re

Flandre Bruxelles Wallonie Variables binaires temporelles

1992 1993 1994 1995 Nombre d'observations Nombre d'individus Log-likelihood

***,** ParameÁtres significatifs au seuil de 1 % et 5 %, respectivement. Variations de probabiliteÂs estimeÂes, toute chose restant eÂgale par ailleurs

a

l'enseignement primaire, chef de famille, sans enfant, originaire d'un pays non europe Âen et qui vit en re  gion flamande.

 sultats d'estimation Re

143

(non reporte  es au tableau 7.1) ont e Âte  introduites e Âgalement dans le mode Ále probit mais se sont re Âve  le  es hautement non significatives (telles que vivre seul ou en couple, avoir un conjoint qui travaille ou au cho à mage). ±

Plusieurs constats peuvent e Ãtre tire  s de l'estimation du mode Ále.

±

Tout d'abord, l'a Ãge et la probabilite  d'e à tre employe  semblent te  moigner d'une relation concave, la probabilite  d'e à tre employe  e  tant maximale vers 36 ans.

±

La possession d'un emploi est e Âtroitement lie Âe au niveau d'e Âducation. Toutes choses restant e Âgales par ailleurs, un diplo à me  d'e  tudes supe Ârieures de type court, long ou universitaires accroõÃt sa probabilite  d'avoir un emploi (par rapport au groupe de re Âfe  rence) respectivement de 12,29 %, 13,46 % et 14,76 %. On observe e Âgalement une distinction tre Ás marque  e entre d'une part les e  tudes ge Âne  rales et d'autre part les e Âtudes techniques et professionnelles. Les individus disposant (au maximum) d'une formation ge Âne  rale ont en moyenne une probabilite  d'e à tre employe  de 3 % (secondaire infe Ârieur) a Á 6 % (secondaire supe  rieur) plus importante que ceux qui disposent d'un diplo à me technique ou professionnel.

92

La figure 7.1 repre Âsente la

relation e  ducation-emploi en fonction de l'a Ãge. On observe que les huit courbes repre  sentent des paraboles et atteignent leur point culminant un peu avant la quarantaine. Ce re Âsultat e  tait attendu car, si on se re Âfe Á re a Á la population des hommes salarie Âs (ce qui est le cas ici), on connaõÃt les difficulte Âs croissantes auxquelles sont confronte Âs d'une part les jeunes qui de  sirent entrer sur le marche  du travail et d'autre part les travailleurs a à ge  s qui, pour une raison ou une autre, ont perdu leur emploi. ±

Une question supple  mentaire concerne l'impact de la place de l'individu au sein du me  nage. Au vu des re Âsultats, il semble que le fait de ne pas supporter (a priori) de responsabilite  sociale dans un me Ânage, a Á savoir e à tre le fils par exemple, re  duit sensiblement (±5,18 %) la probabilite  d'e à tre employe Â. La raison principale re Âside probablement dans le fait que ces personnes ont une utilite  marginale a Á travailler infe  rieure a Á celle du chef de famille.

±

Le nombre d'enfants semble jouer ne Âgativement sur l'emploi te Âmoignant du fait qu'avoir des enfants de ÂcroõÃt l'utilite  marginale du travail et par la me à me accroõÃt l'utilite  marginale au loisir.

±

L'origine semble e Ãtre un facteur assez de  terminant de l'octroi d'un emploi. Sans parler de discrimination (car les informations disponibles dans l'enque à te ne nous sont pas assez pre Âcises sur ce sujet pour employer un tel

92

Notons que l'effet de la possession d'un diplo à me de l'enseignement secondaire supe Ârieur sur l'emploi peut, a Á

premie Á re vue, sembler surestime  (14,81 %, contre 14,74 % pour l'universite  ). Il faut toutefois se rappeler qu'a Á 25 ans, un universitaire est ge Âne  ralement un jeune diplo à me  alors qu'un diplo à me  de l'enseignement secondaire est sur le marche  du travail depuis plusieurs anne Âes.

144

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Probabilité d’avoir un emploi 100,0% 95,0% 90,0% 85,0%

×

×

+

+

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

× +

80,0% 75,0% ×

70,0%

×

×

×

×

×

×

×

×

×

×

×

×

×

×

65,0%

×

× +

×

× +

×

60,0%

× +

×

× +

×

55,0% 50,0% 25

30

35

40

45

50

Âge × Primaire ou sans diplôme Secondaire supérieur prof./techn. Supérieur non universitaire long (4 ans) Secondaire inférieur prof./techn.

+ ×

Secondaire supérieur général Supérieur universitaire Secondaire inférieur général Supérieur non universitaire court (2-3 ans)

Figure 7.1 AÃge, niveau d'eÂtudes et probabilite d'occupation

terme), il semble que les belges e Âprouvent moins de difficulte Âs a Á de  crocher un emploi (+7,67 %). Sur base d'une enque Ãte qualitative mene Âe en Wallonie, Castelain-Kinet

et al.

(1997) ont montre  l'existence d'une discrimi-

nation a Á l'embauche entre des travailleurs, non qualifie Âs potentiels, belges et marocains. ±

Au niveau re  gional, il apparaõÃt e  galement que les chances en matie Áre d'emploi ne soient pas les me à mes. Habiter en Flandre accroõÃt sensiblement la probabilite  d'e à tre employe  (de 13 a Á 14 % par rapport aux deux autres re Âgions). Ceci correspond bien a Á la tendance observe Âe sur le marche  du travail en Belgique (voir a Á ce sujet Debuisson

et al.

, 1998). Notons toutefois que

l'information relative a Á l'appartenance re Âgionale est inde Âpendante du lieu de prestation (pour les travailleurs) et refle Áte uniquement le lieu d'habitation. ±

Les variables binaires temporelles confirment que la crise de 1993 a touche  le marche  du travail, re Âduisant la probabilite  d'e à tre employe  de plus de 2,5 %.

145

 sultats d'estimation Re

Les re  sultats de cette premie Á re analyse peuvent e Ãtre synthe  tise  s comme suit : entre les hommes de 25 a Á 54 ans, le capital humain de base (traduit par le diplo à me) joue un ro à le tre Á s important en ce qui concerne les opportunite Âs d'emploi. Il est e  galement e  vident qu'au dela Á du nombre d'anne Âes passe  es sur les bancs de l'e  cole, le type d'e Âtude (ou le niveau de difficulte Â) est de  terminant. Le phe Ânome Á ne de rele  gation scolaire (passer du ge Âne  ral au technique ou du technique au professionnel) a pour conse Âquence une diminution drastique des possibilite Âs d'embauche. La transition de Âmographique actuelle joue e Âgalement sur la situation du marche  du travail comme en te Âmoigne l'effet de l'a Ãge. Enfin, l'environnement e  conomique re Âgional et l'origine de l'individu sont des facteurs non ne Âgligeables de  terminant la probabilite  d'e à tre employe Â.

4.2 L'eÂquation de salaire La fonction de salaire est estime Âe par moindres carre Âs quasi ge Âne  ralise Âs 93

(Feasible Generalized Least-squares) sur le sous-e Âchantillon de salarie  s.

Les

re  sultats obtenus sont reporte Âs au tableau 7.2. Notons pre Âalablement que la spe Âcification adopte Âe est une forme semi-logarithmique (logarithme du salaire mensuel en BEF). Les re  sultats appellent plusieurs commentaires. ±

L'expe  rience et le salaire (tout comme l'a à ge et la probabilite  d'e à tre employe Â) te  moignent d'une relation

en dos d'aÃne

. En d'autres mots, il

apparaõÃt que le salaire s'accroõÃt au cours du temps pour atteindre un maximum (en l'occurrence apre Ás 32 ans d'expe  rience). Ce re  sultat, tre Á s courant dans la litte Ârature, peut e Ãtre explique  par la de Âpre  ciation de l'investissement en capital humain. Lazear (1976) a toutefois sugge Âre  une autre interpre  tation. La relation positive ne serait pas exclusivement due a Á l'e  volution de la productivite  individuelle mais serait e Âgalement un moyen (et donc un souhait) de fide  liser les travailleurs de l'entreprise afin d'obtenir un rendement maximum tout au long de leur carrie Áre. On retrouve ici l'argument central de la the Âorie du salaire d'efficience expose  par Lazear. ±

Un autre re  sultat attendu concerne le niveau d'e Âducation. En effet, le salaire net mensuel estime  (colonne 4) et les variations par rapport au groupe de re  fe  rence (colonne 5) nous montrent que le choix des e Âtudes a un impact tre Á s important sur le salaire futur. L'investissement en capital humain semble extre à mement rentable. Le salaire attendu est en effet extre Ãmement lie  au diplo à me. Toutes choses restant e Âgales par ailleurs, un diplo à me  du secondaire supe Ârieur ge  ne  ral peut attendre un salaire de 15 % supe Ârieur a Á un diplo à me  du secondaire supe Ârieur technique ou professionnel. La valorisa-

93

Pour des de  tails techniques, voir Hsiao (1986), pages 193-96.

146

 gions Capital humain, emploi et salaire en Belgique et ses re

Tableau 7.2 Fonction de salaire ParameÁtres (EÂcart-types)

Variables explicatives Constante (ReÂfeÂrence) ExpeÂrience ExpeÂrienceb

Revenua

Variationsb

32 241

0,0

ReÂfeÂrence 0,0822 (0,0335)*** 0,0789 (0,0411)** 0,1542 (0,0292)*** 0,2819 (0,0376)*** 0,3065 (0,0323)*** 0,4326 (0,0376)*** 0,5427 (0,0331)***

35 003 34 887 37 616 42 737 43 805 49 690 55 475

8,6 8,2 16,7 32,6 35,9 54,1 72,1

0,0020 ±0,0420

32 306 30 915

0,2 ±4,1

31 215 32 585 30 268

±3,2 1,1 ±6,1

29 401 29 984

±8,8 ±7,0

32 374 35 477 34 208

0,4 10,0 6,1

10,3810 0,0254 ±0,0004

(0,0553)*** (0,0032)*** (0,0001)***

 ducation E

Primaire ou sans diploÃme Secondaire infeÂrieur prof./techn. Secondaire infeÂrieur geÂneÂral Secondaire supeÂrieur prof./techn. Secondaire supeÂrieur geÂneÂral SupeÂrieur non universitaire court (2-3 ans) SupeÂrieur non universitaire long (4 ans) SupeÂrieur universitaire Emploi

Formation Public

(0,0136) (0,0174)***

Origine

Belgique Communaute EuropeÂenne Europe Reste du monde

±0,0323 (0,0425) 0,0106 (0,0517) ±0,0632 (0,0983) ReÂfeÂrence

 gionale Appartenance re

ReÂfeÂrence ±0,0922 (0,0273)*** ±0,0726 (0,0171)***

Flandre Bruxelles Wallonie Variables binaires temporelles

ReÂfeÂrence 0,0041 (0,0125) 0,0957 (0,0125)*** 0,0592 (0,0150)*** 1407 4767

1992 1993 1994 1995 Nombre d'observations Nombre d'individus

***,** ParameÁtres significatifs au seuil de 1 % et 5 %, respectivement.

a Revenu mensuel net en BEF. b Variations en % par rapport aÁ

la reÂfeÂrence.

tion des e  tudes est encore plus importante pour les e Âtudes de deuxie Áme et troisie Áme cycles (le rendement d'un diplo à me  universitaire est de 40 % supe  rieur a Á celui d'un diplo à me  du secondaire supe  rieur ge  ne  ral et de pre Ás

 sultats d'estimation Re

147

de 20 % supe Ârieur a Á un diplo à me  du supe  rieur non universitaire de type long). Notons toutefois que cette analyse vise a Á e  valuer le rendement brut en capital humain. Une e Âtude similaire visant a Á estimer le rendement prive  (surcroõÃt de revenus nets) et fiscal (surcroõÃt d'impo à ts paye  s) de l'investissement dans le capital humain a e Âte  mene  e re  cemment par Vandenberghe et Ries (2000) sur les revenus de l'anne Âe 1995 (me à me source). ±

Le tableau 2 re  ve Á le e  galement que le fait d'avoir suivi une formation au cours de l'anne Âe pre  ce  dente n'accroõÃt pas le salaire. D'autre part, le fait de travailler dans le secteur public est associe  a Á une baisse de salaire. Ce re  sultat semble confirmer l'hypothe Áse selon laquelle les salaires dans ce secteur sont relativement infe Ârieurs a Á ceux rencontre  s dans le secteur prive  (dilemme se Âcurite  de l'emploi Ð salaire), mais il s'agirait d'une diffe Ârence relativement mineure.

±

L'origine du travailleur n'affecte pas son salaire et ce, quelque soit le pays

±

Concernant les disparite  s re  gionales, on peut noter que les habitants de

de provenance. Wallonie et de la re Âgion Bruxelloise ont respectivement un salaire de 7 a Á 8,8 % infe  rieur a Á celui de leurs homologues flamands. Bien que les salaires wallons sont en moyenne plus e Âleve  s que les salaires flamands (voir Docquier

et al.

, 1999), il n'est toutefois pas possible de dire au vu de cette seule

statistique qu'un travailleur wallon est mieux re Âmune  re  qu'un travailleur flamand. Les re  sultats pre  sente  s au tableau 3 montrent clairement que, si l'on compare deux individus semblables (en terme d'expe Ârience, niveau d'e  ducation, origine, etc.), la conclusion s'inverse. Cette diffe Ârence en termes de salaire moyen doit son existence a des structures de marche Âs

et al. en 1992, le pourcentage de travailleurs ayant une formation geÂneÂrale et un diploÃme du supeÂrieur eÂtait proportionnellement plus important en Wallonie qu'en Flandre (meilleure repreÂsentation d'universitaires en Wallonie notamment). De plus, le travailleur wallon est, en moyenne, plus aÃge que son homologue flamand, ce qui se traduit eÂgalement 94par des salaires plus eÂleveÂs comme reÂsultat de l'expeÂrience accumuleÂe. Enfin, le fait que le pourcentage de fonctionnaires publics soit plus eÂleve en Wallonie ne compense que treÁs partiellement ces effets. diffe  rentes. Docquier

±

(1999) ont d'ailleurs montre  qu'

Les coefficients relatifs aux variables binaires 1994 et 1995 sont tous deux positifs et significatifs, ce qui te Âmoigne du fait, qu'apre Á s la crise de 1993, les salaires ont progresse Â.

94

L'a à ge moyen est 38 ans en Wallonie contre 37,5 en Flandre.

148

 gions Capital humain, emploi et salaire en Belgique et ses re

5. CONCLUSION L'objectif poursuivi dans cette e Âtude e Âtait double : estimer un mode Ále de participation du marche  du travail en Belgique mais e Âgalement une fonction de salaire. Les re  sultats obtenus confirment largement l'hypothe Áse selon laquelle la formation acquise sur les bancs de l'e Âcole a un effet positif et significatif sur l'emploi et le niveau des salaires. Nous avons pu mettre en e Âvidence l'impact de la rele  gation scolaire sur l'avenir d'un jeune diplo à me  . Le choix du type d'enseignement (ge  ne  ral contre technique ou professionnel) peut donc avoir des conse Âquences importantes tant en opportunite Âs d'emploi qu'en matie Áre salariale. Au vu des statistiques re Âgionales agre  ge  es, il semblerait que les salaires wallons sont les plus e Âleve  s du royaume (Docquier

et al.

, 1999, montrent, sur la

me à me population e Âtudie  e dans ce papier, que les salaires moyens de la re Âgion Bruxelloise, de la Flandre et de la Wallonie e Âtaient respectivement de 56 700, 52 300 et 54 000 BEF en 1992). Nous avons pu montrer que ce constat ne signifie pas qu'a Á caracte  ristiques identiques, un travailleur wallon gagnera plus que son homologue flamand. Alors qu'a Á partir de donne Âes transversales, Docquier

et al.

(1999) ne mettent pas en e Âvidence de diffe  rences salariales entre les re Âgions (mais bien en termes de de Âbouche  s), l'e  tude sur donne Âes de panel re  ve Á le un diffe  rentiel de salaire significatif en faveur de la Flandre. Cette disparite  re  gionale en terme de salaires peut toutefois paraõÃtre quelque peu contre intuitive e Âtant donne  la cen-

tralisation des ne Âgociations salariales. Il faut toutefois tempe Ârer ce re  sultat qui peut trouver son origine dans la non prise en compte de caracte Âristiques sectorielles (favorables a Á la Flandre) pluto à t que dans un effet re Âgional a Á proprement parle  . Une e  tude plus de Âtaille  e sur ces disparite  s re  gionales me  riterait toutefois une attention toute particulie Áre. Il apparaõÃt e  galement e  vident que l'environnement e Âconomique peu propice des anne  es 92-95 a Á eu des conse Âquences plus ne Âfastes sur le marche  de l'emploi wallon et bruxellois qu'en Flandre. Me à me si cette e  tude a Á montre  que les travailleurs d'origine e Âtrange Á re ne sont pas pe Ânalise  s en terme de salaire (vu la re Âglementation nationale), il semblerait que les nationaux disposent de plus de facilite Âs pour acque  rir un emploi. Cette e  tude, la premie Áre a Á estimer une e Âquation de salaires sur un panel belge (en utilisant la dimension temporelle du panel), a pu e Ãtre mene Âe a Á bien en utilisant les donne  es disponibles a Á partir des quatre premie Á res vagues du Panel De  mographie Familiale (PSBH, 1992-1995). Plusieurs extensions me Âthodologiques me  riteraient d'e à tre envisage  es. La plus importante serait de rendre dynamique la participation au marche  du travail, c'est-a Á -dire de tenir compte du fait que la probabilite  de garder son emploi est certainement supe Ârieure a Á celle de le

149

 fe  rences Re

perdre ou d'en acque Ârir un si on est cho à meur. De Á s lors, il serait inte Âressant d'exprimer cette probabilite  d'e à tre employe  en fonction de la situation pre Âce  dente de l'individu (ceci risque toutefois d'alourdir conside Ârablement l'analyse)

95

.

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The Econometrics of Panel Data

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CHAPITRE

8 Â LA RENTABILITE DU CAPITAL

HUMAIN EN BELGIQUE Â GIONS ET DANS SES RE Â et fiscal Le point de vue prive

96

Vincent VANDENBERGHE

GIRSEF, Universite catholique de Louvain Jean RIES

Universite catholique de Louvain

96

Cette recherche a be Âne  ficie  du soutien financier de la convention ARC në 9702/209 ainsi que de la Fondation

Henri Collinet.

152

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

REÂSUME Y a-t-il un probleÁme de capital humain en Communaute francËaise Wallonie-Bruxelles ? Au deÂpart d'une breÁve discussion sur l'eÂtat du « stock » de capital humain en Wallonie et aÁ Bruxelles, ce texte explore la question des « incitants » qu'ont les acteurs de l'enseignement (individus et pouvoirs publics) aÁ investir dans ce type particulier de capital. Ce papier a pour objectif d'eÂvaluer les rendements prive (surcroõÃt de revenus nets) et fiscal (surcroõÃt d'impoÃts payeÂs) de l'investissement dans le capital humain (mesure 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'activite 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.

1. INTRODUCTION Y a-t-il un proble Á me de capital humain en Wallonie et a Á Bruxelles ? Les e  vidences fortes a Á ce sujet sont pluto à t rares. Toutefois, les quelques informations en notre possession nous autorisent a Á esquisser une re Âponse a Á la question. Les statistiques internationales les plus re Âcentes sugge Á rent avant tout l'existence d'un proble Áme en termes de

distribution

du niveau de formation de la population

adulte. Il y a, semble-t-il, en Wallonie et a Á Bruxelles un de  ficit des niveaux de qualification « moyens » : ceux que l'on associe aujourd'hui au diplo à me secondaire supe  rieur. D'autres statistiques nationales, de Âcrivant l'e Âvolution historique du niveau de formation selon la re Âgion, tendent a Á indiquer que le « de  crochage » e  conomique de la Wallonie par rapport au reste du pays se manifeste e Âgalement a Á travers l'e  volution relative du

niveau distribution

de formation des adultes.

Lorsque l'on analyse la

des niveaux de formation (diplo à me

terminal le plus e Âleve  ) aupre Á s de la population, il apparaõÃt que l'ensemble Wallonie-Bruxelles se situe aujourd'hui parmi les pays et re Âgions ayant le taux de participation dans l'enseignement supe Ârieur parmi les plus e Âleve Âs au monde (Thie  ry, Zachary, De Ville  & Vandenberghe, 1999). Cette observation se retrouve confirme  e au niveau des diplo à me  s. L'examen (tableau 8.1) de la part des jeunes adultes de 25-29 ans de Âtenteurs d'un diplo à me d'enseignement supe Ârieur (universitaire ou non universitaire) re Âve Á le qu'a Á l'instar de la Flandre, la Wallonie et Bruxelles connaissent des taux de diplo à me  s de l'enseignement supe Ârieur plus e  leve  s que les pays voisins : 29,2 % en Wallonie et 37,6 % a Á Bruxelles contre 26 % en France et 24 % aux Pays-Bas.

Introduction

153

Tableau 8.1 Pourcentage de la population de 25 aÁ 29 ans selon le niveau d'eÂtude terminal (1996). Comparaison interreÂgionalea et internationale

Belgique Flandre Wallonie Bruxelles France Pays-Bas Allemagne Moyenne pays voisins

Secondaire infeÂrieur ou moins

Secondaire supeÂrieur

SupeÂrieur

Total

26,00 21,10 32,30 33,10 25,00 26,00 19,00 22,00

40,00 42,90 38,50 29,30 49,00 50,00 65,00 58,00

34,00 36,00 29,20 37,60 26,00 24,00 16,00 20,00

100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00 100,00

En fonction de la reÂgion de domicile en Belgique. Source : MinisteÁre FeÂdeÂral de l'emploi et du Travail (1998).

a

Mais la situation de l'enseignement supe Ârieur (que d'aucuns jugeront pluto Ãt positive) est cependant a Á mettre en rapport avec un autre fait saillant : la faible « performance » de l'enseignement francophone pour ce qui est de l'acce Ás au diplo à me d'enseignement secondaire supe Ârieur, singulie Á rement a Á Bruxelles. Les me à mes comparaisons internationales que celles e Âvoque  es ci-dessus mettent en effet en e  vidence que nos dispositifs d'enseignement et de formation ame Ánent relativement peu de jeunes a Á terminer leur parcours de formation en e Âtant porteurs d'un titre d'enseignement secondaire supe Ârieur. On en compte 38,5 % en Wallonie et 29,3 % a Á Bruxelles contre 49 % en France, 50 % aux Pays-Bas, 65 % en Allemagne. Ils sont de Ás lors tre Á s logiquement plus nombreux a Á sortir de formation en possession d'un diplo à me de faible niveau : celui de l'enseignement secondaire infe  rieur voire moins. D'autres statistiques, nationales cette fois, permettent de comparer l'e Âvolution au cours des 30 dernie Áres anne  es adulte en Wallonie et en Flandre

97

du niveau

de formation de la population

. L'image qui se de Âgage est celle d'un de Âcro-

chage graduel de la Wallonie par rapport a Á la Flandre (figure 8.1) en termes d'acce Á s aux diplo à mes secondaire et supe  rieur. Pour les individus appartenant a Á la tranche d'a à ge 40-65, la Wallonie a une « performance » e Âgale voire supe Ârieure a Á la Flandre. Mais la tendance au de Âcrochage se pre Âcise pour les ge  ne  rations plus jeunes. Alors que le pourcentage de de Âtenteurs d'un diplo à me secondaire (ou plus) plafonne en Wallonie a Á 60-63 %, il continue de progresser en Flandre. Face a Á ces chiffres, on serait donc tente  de dire qu'il y a peut-e à tre une composante « capital 97

La statistique de la re  gion bruxelloise est a Á conside Ârer avec re Âserve e  tant donne  le tre Á s faible nombre

d'individus e Âchantillonne Âs.

154

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

0,90 0,80

BXLS Flandre Wallonie

+

0,70

+ + +++ + +++++++ +++ +

0,60

+++++++ + + ++ ++

+ +

0,50

+ ++ ++ ++

0,40

+ + 0,30 0,20 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65

Tranche d’âge

Figure 8.1 Pourcentage d'adultes en possession d'un diploÃme secondaire supeÂrieur (ou plus) selon l'aÃge. Comparaison Wallonie-Flandre (et Bruxelles sous reÂserve pour cause d'eÂchantillon treÁs faible)

 ne  rations les plus a à ge  es) a Á gauche (ge  ne  rations Guide de lecture : le graphique doit se lire de droite (ge

plus jeunes).

Source :

PSBH (1996) eÂchantillon de 5367 individus adultes, Moyennes lisseÂes

humain » au phe  nome Á ne de de  crochage de la Wallonie, en termes de taux de 98

croissance

ou de taux de cho à mage.

Prenant acte de ces faits Ð singulie Árement ceux qui sugge Árent l'existence d'un de  crochage graduel de la Wallonie en termes de capital humain Ð nous cherchons dans la suite de ce texte a Á re  pondre a Á la question des incitants a Á investir dans le capital humain. S'il y a un proble Áme de capital humain ; si des diffe Ârentiels re  gionaux apparaissent a Á cet e  gard, peut-on dire que cela est du Á un proble Á me de à a « rentabilite  » variable de l'investissement dans le capital humain selon les re  gions ? Le mode Á le du capital humain et l'hypothe Áse d'investisseur rationnel qui le sous-tend nous permettent-ils de dire quelque chose sur la structure incitative a Á laquelle les individus, les familles et Ð financement public oblige Ð les pouvoirs publics font face en matie Áre de choix e  ducatif ? L'objet principal de ce papier est donc d'essayer de calculer les taux de rendement de l'investissement dans l'enseignement secondaire (supe Ârieur), supe Â98

De la Croix et Docquier (2000) indiquent que le taux de croissance annuel a e Âte  de 3,5 % en Flandre pendant

ces quarante dernie Á res anne  es, alors qu'il s'est e  leve  a Á 2,2 % seulement en Wallonie et 2,1 % a Á Bruxelles.

Introduction

155

rieur non universitaire (court et long confondus) et universitaire pour la Belgique et les re Âgions qui la composent. Les donne Âes sont extraites du panel belge des me  nages (PSBH), lequel renseigne avec pre Âcision a Á la fois sur le niveau e Âducatif terminal et sur les revenus de l'anne Âe 1995. Les re  sultats pre  sente  s ici s'inscrivent dans la ligne  e de nombreux travaux sur les be Âne  fices e  conomiques de l'e Âducation (Schultz, 1961) et plus pre Âcise  ment ceux rapportant cou  ne  fices de l'inà ts et be vestissement e Âducatif (Nonneman & Cortens, 1996 ; Docquier, Laurent & Perelman, 1999 ; Psacharopoulos, 1985 ; Nicaise, 1999 ; Laurent, 2000). Le taux de rendement marginal de l'investissement e Âducatif calcule  et commente  ici correspond au taux d'inte Âre Ãt e  galisant cou  ne  fices (actualise  s) à ts et be de l'investissement e Âducatif sur le cycle de vie. Trois « investissements » e Âducatifs sont e  value  s ici : le passage du secondaire infe Ârieur (ou moins) au secondaire supe  rieur, le passage du secondaire supe Ârieur au supe Ârieur non universitaire, et le passage du secondaire supe Ârieur a Á l'universitaire. Le taux de rendement de chacun de ces investissements peut e Ãtre aborde  de plusieurs manie Áres. Nous nous inte Âressons ici aux points de vue prive  (celui des individus) et fiscal (celui des Pouvoirs Publics en tant qu'instance subsidiante du syste Á me e  ducatif). Le taux de rendement prive  prend exclusivement en compte la somme des cou  ne  fices incombant aux individus (ou a Á leur famille). Les cou à ts et be à ts comprennent les de Âpenses prive  es directement lie Âes a Á l'e  ducation (droits d'inscription...) et le cou  (salaire auquel l'e  tudiant renonce durant ses à t d'opportunite e  tudes). Les be Âne  fices correspondent au diffe Ârentiel de salaire net associe  , tout au long de la vie active, a Á l'accroissement du niveau e Âducatif. Dans la tradition de la the  orie microe  conomique du capital humain (Becker, 1964), ce taux de rendement prive  doit permettre d'appre Âcier la structure incitative a Á laquelle sont confronte Âs les jeunes dans leur choix du niveau d'e Âtudes. Les pouvoirs publics subsidiant tre Ás largement l'e  ducation, nous estimons important e Âgalement de calculer le taux de rendement de l'investissement (ou pre Ãt implicite) qu'ils commettent ce faisant. Ce rendement dit « fiscal » correspond ici au taux d'inte Âre Ãt e  galisant subsides/de Âpenses publics d'e Âducation et rentre Âes fiscales additionnelles au terme des e Âtudes. Le calcul d'un tel rendement fiscal est important lorsqu'il s'agit d'e Âvaluer les questions de justice distributive et de soutenabilite  du mode de financement public de l'e Âducation en longue pe Âriode, notamment sous l'angle des rapports entre Communaute Âs (en charge des cou à ts),  tat fe E  de  ral, Provinces et Communes (collectant l'impo à t sur le revenu). Pre  cisons, en final de cette introduction, que le calcul des taux de rendement (prive  ou fiscal) ope  re  ici est sujet a Á plusieurs limites. La me Âthode est base Âe sur la the  orie du capital humain qui conside Áre que la relation entre e Âducation et revenu est bien la conse Âquence d'un surcroõÃt de productivite  individuelle elle-

156

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

me à me imputable a Á l'e  ducation. Il existe cependant d'autres manie Áres de rationaliser cette relation. La plus commune Âment mobilise  e est la the  orie du « filtre » selon laquelle la fonction premie Áre du syste Á me e  ducatif n'est pas de « produire » le capital humain et d'accroõÃtre ce faisant la productivite  des individus, mais bien de mettre en e  vidence, au terme d'un processus de tri graduel, les individus les mieux « dote  s » en termes d'aptitude (Arrow, 1973 ; Spence, 1973). Dans cette perspective, la relation entre niveau d'e Âtudes et revenus est potentiellement entache Âe de ce que l'on nomme un « biais d'aptitude ».

2. DONNEÂES ET PROFILS SALARIAUX Les donne  es de revenus, d'e Âducation et celles concernant les autres caracte  ristiques des individus proviennent du panel belge des me Ânages (Panel Study on Belgian Households Ð PSBH ci-apre Ás). Les donne Âes utilise  es ici (tableau 8.2) e

Âe sur proviennent pour l'essentiel de l'enque Ãte re  alise  e en 1996 (5 vague), centre la situation des individus notamment en termes de revenus durant l'entie Árete  de l'anne  e 1995. La base de donne Âes constitue  e comprend 1357 adultes « actifs »

99

a à ge  s de 25 a Á 64 ans. Les principaux indicateurs de Âcrivant l'e Âchantillon sont les suivants :

Tableau 8.2 Panel d'adultes « actifs » extrait du panel belge des meÂnages. Statistiques descriptives. Genre, diploÃme, revenus mensuels et taux d'activite moyens pour l'anneÂe 1995

Hommes DiploÃmeÂs secondaire inf. ou moins DiploÃmeÂs secondaire sup. DiploÃmeÂs sup. non. Universitaire DiploÃmeÂs universitaire Flandre AÃge moyen (eÂcart-type) Revenu mensuel net moyen (eÂcart-type) Revenu mensuel brut moyen (eÂcart-type) Taux d'activite moyen sur l'anneÂe (eÂcart-type)

57,18 % 17,98 % 33,31 % 24,47 % 24,24 % 39,87 %

Hommes

Femmes

39,72 (9,33) 62 962 (26 555) 101 970 (57 603) 0,98 (0,09)

36,96 (8,09) 44 986 (15 962) 70 045 (30 618) 0,96 (0,15)

Source : PSBH, 1996. 99

Actifs, au sens ou  professionnelle re  mune  re  e (a Á temps plein ou partiel). Á ils exercent une activite

157

 es et profils salariaux Donne

Cette premie Á re pre  sentation, purement descriptive, des donne Âes gagne a Á e à tre comple  te  e par l'estimation de l'e  quation de Mincer (1974) dont l'avantage est de fournir une premie Á re indication de la relation entre e Âducation, a Ãge (proxy de l'expe  rience professionnelle) et salaire.

100

L'e  quation estime  e est la suivante :

ln Y ˆ a ‡ b 2 AGE ‡ c 2 AGE ‡ d 2 DIPL ‡ e 2 FILSEC  ‡ f 2 DIPL PERE ‡ g 2 REGION 2

…1†

L'estimation est centre Âe sur les individus peu diplo à me  s (DIPL = primaire ou moins) diplo à me  s de la filie Áre ge  ne  rale (FILSEC = ge Âne  ral), se Âjournant en

Tableau 8.3 Revenu, aÃge, niveau d'eÂducation et reÂgion. AnneÂe 1995. Estimation par moindres carreÂs ordinaires. ‰

p-valeurs

Variable _cons AÃge AÃge2

Šÿ

hommes

femmes

Nb.

obs

ˆ

1023

,

Adj

R-squared

ˆ

0,2587

.

>j

j

Coef.

Std. Err.

8,368 0,099** ±0,001**

0,242695 0,011346 0,000133

34,479 8,754 ±7,737

0,0000 0,0000 0,0000

0,06702 0,056592 0,053914 0,053713 0,172475

1,553 5,625 6,662 10,593 2,834

0,1210 0,0000 0,0000 0,0000 0,0050

0,060265 0,040635

1,746 ±2,612

0,0810 0,0090

0,034941 0,03631 0,038994 0,0515 0,057167

±0,61 0,657 0,653 1,517 0,796

0,5420 0,5110 0,5140 0,1290 0,4260

0,039146 0,025116

±0,784 2,344

0,4330 0,0190

t

P

t

à me (re  f = primaire ou moins) Diplo

Dseci Dsecs Dsupc Dsupl Dmanq

0,104 0,318** 0,359** 0,569** 0,489**

Á re du secondaire (re  f = filie Á re ge  ne  rale) Filie

Qualseci Qualsecs

0,105 ±0,106*

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

Pmanq Pseci Psecs Psnu Puniv

±0,021 0,024 0,025 0,078 0,046

 gional (re  f = Wallonie) Effet re

bxls fl**

±0,031 0,059**

** Significatif aÁ 2,5 %. * Significatif aÁ 5 %. 100

Toutes les personnes pre Âsentes dans l'e  chantillon ont un salaire positif. Les cho à meurs ont e Âte  e  carte  s de

l'analyse.

158

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

Tableau 8.4 Revenu, aÃge, niveau d'eÂducation et reÂgion. AnneÂe 1995. Estimation par moindres carreÂs ordinaires. ‰

Variable _cons AÃge AÃge2

Šÿ

p-valeurs

femmes

Number

of

obs

ˆ

842

, R ÿ squared

ˆ

0,2036

>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

à me (re  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  f = seci ou secs filie Á re ge  ne  rale) Filie

Qualseci Qualsecs

±0,2307* ±0,0077

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

Pmanq Pseci Psecs Psnu Puniv

±0,0151 ±0,0644 0,0006 ±0,0669 0,0572

 gional (re  f = Wallonie) Effet re

bxls fl

0,1300** ±0,0256

** Significatif aÁ 2,5 %. * Significatif aÁ 5 %.  GION = Wallonie). Les 2e colonnes des tableaux 8.3 et 8.4 re  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  de l'ajustement (

R

2

ajuste  ) est proche de la valeur obtenue

par Mincer lui-me à 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  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 à mes de  tenus par les pe Áres des sujets interroge Âs. En d'autres termes, le niveau

159

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

de formation de la ge Âne  ration pre  ce  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  mentaire (AGE) est d'environ 10 % sans diffe  rence forte entre hommes et femmes. La relation a Á l'a à ge est donc positive mais d'intensite  de  croissante ( res nets en fin de carrie Áre. Le

niveau

i.e.

concave) sugge Ârant un fle  chissement des salai-

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

notera dans le tableau 2 qu'un homme diplo à me  du secondaire infe  rieur (DSECI) gagne, en net, 10 % de plus qu'un homme diplo à me  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 à me  masculin du supe  rieur non universitaire court (DSUPC) toujours par rapport a Á un diplo à me  du primaire. Le chiffre est de 61 % pour les femmes. La prime salariale de l'homme ayant un diplo à 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 à me secondaire qualifiant est synonyme de salaire moindre (relativement a Á un diplo à me de la filie Á re ge  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  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  es pour les femmes, en raison sans doute du niveau relativement faible du revenu des femmes peu qualifie Âes. On notera e  galement en final de le Âgers diffe  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  ce Á dent donnent une premie Áre ide  e de l'existence de be  ne  fices salariaux et fiscaux syste Âmatiquement corre Âle Âs a Á l'e  le  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  fini par la

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

expe  rience, genre...

160

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

formule suivante :

ti‡ i C ‡ y X i i;

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

1

1

1

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

i

yi;

a Á la pe  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  es de panel, mais

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

103

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

yi; ˆ

Ci

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

)

sont estime  s ici a Á 20 000 BEF par anne Âe d'e  tude secondaire et 125 000 BEF par anne  e d'e  tude supe  rieure. La dure  e des e Âtudes est fixe Âe a Á 3 ans pour le secondaire supe  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  tudes

104

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

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

yi; ˆ ou Á

revenus bruts

2 …1 ‡ † ÿ revenus nets

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

ici que

105

du cou  e d'e  tude. Les chiffres retenus ici sont de à 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  quation de Mincer. Ce choix tient uniquement au trop faible nombre d'observations dont nous disposons pour assurer une

repre  sentativite  du revenu par anne Âe d'a à 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  curite  Sociale e Âtait de 32,35 % pour les travailleurs salarie Âs.

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

161

227 627 BEF pour une anne Âe du secondaire supe  rieur, de 238 396 BEF pour une anne  e du supe  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  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 à mes conside  re  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  pour d'autres formes Ð plus conventionnelles Ð d'investissement ;

2.

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

femmes que pour les hommes, et ceci tant du point de vue prive  que fiscal. La structure des rendements est inte Âressante mais une mise en garde s'impose : les re  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  rence (femmes diplo à me  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  ralement plus e Âleve  que le rendement prive  . Les gains salariaux lie Âs a Á l'e  ducation sont donc, en partie, re Âduits par le caracte Á re progressif de notre fiscalite  sur le revenu.

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

prive 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

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

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

TRIa prive TRIa fiscal

Vlb Frc Vl Fr

Secondaire supeÂrieur vs sec. inf. ou moins

SupeÂrieur non universitaire vs sec. sup.

Universitaire vs sec. sup.

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  gionales de rentabilite  du rendement dans le capital humain. ge  ne  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  s et fiscaux sont sensiblement plus e Âleve  s en Flandre pour le diplo à me d'enseignement secondaire supe Ârieur. Pour les deux autres diplo à 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  s pour les femmes, taxation nette de l'investissement en capital humain et rendements relativement faibles pour les diplo à mes de l'enseignement supe Ârieur non universitaire (compare Âs aux autres diplo à mes). Cette dernie Áre observation pose question puisqu'en Belgique l'enseignement supe  rieur non universitaire connaõÃt un succe Á s important (en 1995, le nombre d'inscrits e  tait de l'ordre de 22 % supe Ârieur a Á l'enseignement universitaire).

108

Comment expliquer une telle « demande » pour un diplo à me qui apparaõÃt significativement moins « rentable » que le diplo à me universitaire par exemple ? Plusieurs pistes pourraient e Ãtre explore  es. L'une d'elle consiste a Á faire de  pendre le choix d'un type d'e Âtudes non seulement du rendement du diplo à me qu'elle de Âlivre mais aussi de la probabilite  d'obtenir un diplo à me a Á aptitude donne Âe. Un net diffe  rentiel de probabilite  de re Âussite en faveur du non universitaire pourrait e  ventuellement expliquer que ce dernier jouit d'un succe Ás relatif. Dans le tableau 8.7 nous avons calcule  les me à mes rendements, mais en tentant de tenir compte des variations de taux d'emploi selon les diplo à 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 à tre quelque peu modifie  e, notamment en re  duisant le nombre de à e

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

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

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

163

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

prive TRIa fiscal TRIa

a

Secondaire supeÂrieur vs sec. inf. ou moins

SupeÂrieur non universitaire vs sec. sup.

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 %

Universitaire vs sec. sup.

Taux de rendement interne.

d'e  ducation et par sexe, le nombre d'anne Âes passe  es en inactivite  , au cho à mage et en emploi entre l'a à ge de 25 et de 64 ans. La somme des deux premiers nombres divise  par 40 renseigne le taux de non-emploi que nous utilisions pour ponde Ârer les se  ries de revenus ou d'impo à ts utilise  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 à mes tend a Á accroõÃtre les taux de rendements estime Âs. Ceci sugge Á re une corre  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  ducatif. Le surcroõÃt de rendement est singulie Árement plus important pour les femmes que pour les hommes et pour le diplo à me d'enseignement secondaire supe Ârieur que pour les diplo à mes d'enseignement supe Ârieur. La dernie Á re constatation peut e à tre explique  e par le fait que le cho à mage est plus e Âleve  pour les moins qualifie Âs, tandis que la premie Áre est sans doute imputable au temps plus e Âleve  que les femmes tre Ás peu qualifie  es passent en inactivite  (activite  s de production domestique...) par rapport aux hommes.

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

redoublement

, facteur d'allongement de la dure Âe

ne  cessaire a Á l'obtention des diplo à mes, tre Á s re  pandu chez nous (Delvaux & Vandenberghe, 1992). La seconde porte sur les effets d'un accroissement du cou Ãt prive  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

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

enfin l'accroissement des cou Âpense par e  le Á ve ou à ts publics par majoration de la de e  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  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  nos calculs en augmentant la dure Âe the  orique des e Âtudes d'un an pour chaque niveau.

109

Le cou  et à 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 à t qu'entraõÃne le redoublement dans un niveau pluto à t que dans l'autre. En ge Âne  ral, on peut conclure que le cou Ãt (prive  ou fiscal) du redoublement est assez important : l'allongement ge Âne  ralise  de la dure  e des e  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  ces cou à ts annuels directs prive à ts de 10 000 BEF pour le secondaire supe  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  du capital humain est cependant tre Ás faible. Dans le tableau 8.10 sont pre Âsente  s les re  percussions d'une augmentation des de  penses publiques sur les rendements de l'investissement e Âducatif. Les cou à 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  es d'e  tudes fort « the Âoriques ».

165

Conclusion

Tableau 8.9 Analyse de sensibiliteÂ. Effets d'une augmentation des couÃts directs priveÂs sur la rentabilite 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 rentabilite 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  augmente  s de 25 000 BEF pour tous les niveaux d'enseignement (soit environ 10 % du cou à t actuel). Comme pour l'accroissement du cou Ãt prive  , il apparaõÃt que l'effet re Âducteur est de faible amplitude.

4. CONCLUSION Si l'on accepte l'ide  e que l'e  ducation est bien la source du capital humain est que ce dernier est de  terminant dans la formation des salaires, alors on peut conclure que l'investissement tant prive  que public dans l'e Âducation est, en Belgique et ses diffe Ârentes re  gions, une ope  ration « rentable ». Variable selon les diplo à mes conside  re  s, le taux de rendement obtenu se situe souvent au-dessus

166

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

des 10 % l'an, soit un niveau largement comparable a Á celui observe  pour d'autres formes, plus conventionnelles, d'investissement. Le niveau de « rentabilite  » de l'e  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  sident. A cet e  gard, on est donc tente  de Á conclure que le de Âcrochage relatif de la Wallonie en terme de capital humain Ð phe  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  » 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  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  leve  s pour les femmes que pour les hommes en raison, sans doute, du faible niveau de re  mune  ration des femmes non ou peu diplo à me  es. Le rendement paraõÃt relativement faible pour les diplo à me  s du supe  rieur non universitaire relativement aux diplo à me  s du secondaire supe  rieur et de l'universitaire. Ce chiffre pose question dans un contexte ou  rieur non universitaire se massifie. Á le supe On note aussi que le fait de ponde Ârer les diffe  rentiels de revenus (ou d'impo à ts paye  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 à tre, le be Âne  fice du diplo à me tient tant a Á la probabilite  plus grande de prendre part au marche  de l'emploi qu'au niveau de re Âmune  ration plus important sur ce dernier. Un des re  sultats majeurs de cette e Âtude est la mise en e Âvidence d'un taux de

rendement fiscal

de l'e  ducation particulie Árement e  leve  . Il est, dans la plupart des

cas, supe  rieur au rendement prive Â. Ce re Âsultat fait directement e Âcho au caracte Á re progressif de l'impo à t sur le revenu. Ce me Ãme re  sultat conduit aussi a Á interroger le

sche  ma fe  de  ral belge. Les de  penses d'investissement en matie Áre d'e  ducation sont,  tat depuis 1989, a Á charge des Communaute Âs, mais la fiscalite  est aux mains de l'E fe  de  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  . 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  rieur est automatiquement synonyme d'effet Matthieu.

110

110

 vangile selon St Matthieu (13:12) : « Car on donnera a L'expression fait re Âfe  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 à me ce qu'il a. »

 fe  rences Re

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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

Universite de LieÁge et SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne Christine RUYTERS

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne

111

Nous tenons a Á remercier toutes les personnes qui, gra Ãce a Á leur ge  ne  reuse et pre Âcieuse collaboration, ont

contribue  a Á l'e  tablissement des se  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  tat-Major Ge (ORBEM), R. Van Der Auwera (ONEm), A.Van Renterghem (Forces Arme Âes Ð E  ne  ral).

170

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

REÂSUME 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 marche 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 marche du travail et, aÁ ce titre, pouvant utilement servir les besoins de la politique eÂconomique.

1. INTRODUCTION Les indicateurs quantitatifs du cho à mage jouent un ro à le primordial dans les  tats membres et la Commission processus de consultation mutuelle entre les E europe  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  thodologiques, et me Ãme se  mantiques importantes entre les taux de cho Ãmage utilise  s. Il s'ensuit un de Âbat, qui s'appuie sur le cadre conceptuel de la mesure du cho à mage et du sous-emploi pre Âconise  par les directives internationales, et s'alimente aux sources statistiques. Dans cette e  tude, nous pre Âsentons les grandes lignes de ce cadre conceptuel, Á cette fin, nous analysons, pour en e  prouver ensuite le caracte Á re ope  rationnel. A dans un premier temps, l'e Âvolution de divers indicateurs de sous-emploi dans les trois re  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  hender les insuffisances du marche  du travail. Les se  ries statistiques sont calcule  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.

à 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  ja Á , en 1925, cette question avait e Âte  examine  e par la Confe  rence internationale du travail. En 1957, la premie Áre de  finition e  tait adopte  e, traduite en directives e

 rence), a Á une e  poque ou Á temps internationales en 1966 (11 Confe Á l'emploi stable a plein e  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  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 à mage et du sous-emploi » Dans cet esprit, les de  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  duit et toutes les formes d'emploi irre Âgulier, tandis que le cho à mage, qui refle Á te le degre  d'incapacite  d'une e  conomie a Á fournir un emploi a Á sa main-d'úuvre, est conside Âre  comme une situation extre Ãme d'absence 114

d'emploi

; il comprend toutes les personnes qui, de Âpourvues d'un emploi, sont

ne  anmoins disponibles pour travailler et recherchent activement du travail. Á la lumie A Á re de cette convention, un cadre statistique a e Âte  de  fini pour mesurer la situation des pays au regard de l'emploi, du sous-emploi, du cho à 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 à mage, ont limite  leurs efforts a Á la mesure de l'emploi et du cho à mage, n'ignorant cependant pas que de telles statistiques ne suffisaient pas pour de Âceler les insuffisances du marche  du e

 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  es. Elles distinguaient, a Á l'inte  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  lucrative (re  mune  re  e en espe Á ces ou en

nature) d'une heure hebdomadaire, me Ãme occasionnelle, au cours d'une bre Áve pe  riode de re Âfe  rence spe  cifie Âe (une semaine, par exemple) pour e Ãtre classe  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  finition de l'emploi ferait basculer celui-ci dans la notion de cho à mage qui ne serait plus alors, une situation extre à me de manque total d'emploi ». 115

L'inactivite  e  tant mesure  e comme le solde entre la population totale d'une part, l'emploi et le cho à mage

d'autre part.

172

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

sous-emploi visible invisible

visait a Á cerner un niveau insuffisant d'emploi. Le

sous-emploi

visait davantage les de Âse  quilibres entre le facteur travail et les autres

facteurs de production. Les impre  cisions conceptuelles de ces directives ont eu pour effet de de  courager la re  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  e lors de cette Confe Ârence, consistait en une de Âfinition concerte  e, sur la base de crite Á res plus pre  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  a Á la dure  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  conomique national ou re Âgional de Âficient »

116

. Plus pre  cise  ment, les personnes

 a Á la dure  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  fe  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  rieure ; d'effectuer davantage d'heures de travail dans tel ou tel de leurs emplois actuels ; ou une combinaison de ces diffe Ârents e  le  ments ; « (b) disponibles pour faire davantage d'heures, c'est-a Á-dire pre Ãtes, pendant une pe  riode ulte Ârieure spe Âcifie  e, a Á faire davantage d'heures, si la possibilite  leur en e  tait offerte. La pe Âriode ulte Ârieure a Á spe Âcifier lorsque l'on de Âtermine la disponibilite  des travailleurs pour faire davantage d'heures devrait e Ãtre choisie en fonction

116

En revanche, « le concept de sous-emploi fonde  sur des mode Á les the  oriques concernant les capacite Âs poten-

tielles et souhaits de travailler de la population en a Ãge de travailler est exte  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  rence internationale des statisticiens du travail,

ICLS/16/1998/I, Gene Áve, 6-15 octobre 1998, p. 9).

 thodes Sources et me

173

des circonstances nationales et inclure la pe Âriode dont ont ge Âne  ralement besoin les travailleurs pour quitter un emploi et en commencer un autre ;  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  rence, telles que de Âfinies dans les directives internationales en vigueur concernant les statistiques du temps de travail, e Âtaient infe  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  pour mesurer le sous-emploi au sens du BIT est celui fourni par les enque Ãtes sur les forces de travail mene  es aupre Á s des me  nages dans la plupart des pays, et coordonne Âes au niveau europe Âen. D'une part, elles servent de re Âfe  rence pour la comparaison internationale des statistiques de l'emploi, du cho à mage et de l'inactivite Â, que doivent comple Âter celles du sous-emploi. D'autre part, elles sont les mieux a Á me à 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  des personnes, et en particulier, pour la population occupe Âe, inde  pendamment du statut professionnel. Cependant, par sa nature, l'enque Ãte par sondage e Âcarte ou ne rend pas assez pre  cise  ment compte des cate Âgories trop faiblement repre Âsente  es dans la population. Les fluctuations erratiques observe Âes, d'anne Âe en anne  e, dans les re  sultats, pour de trop petits agre Âgats, invitent a Á conside  rer avec prudence leurs variations a Á court terme. Qui plus est, jusqu'en 1999, l'enque Ãte belge ne permettait pas d'acce  der a Á une information de Âtaille  e sur le sous-emploi, en raison de l'impre  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 à mage, offrent l'avantage de contenir une information exhaustive et de Âtaille  e, re  gulie Á re (toutes les fins de mois) et disponible sur une longue pe Âriode. En contrepartie, les donne Âes sont e  labore  es, avant tout, pour re  pondre aux besoins internes des institutions et aux impe Âratifs de gestion de la se  curite  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  et au cho à mage, et donc limite  aux personnes 117

Ce seuil pourrait e Ãtre de  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  cifie  es par la le  gislation pertinente, les conventions collectives, les accords d'ame Ânagement du temps de travail, ou les habitudes de travail selon les pays.

174

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

assujetties. Elles e Âvoluent e  galement dans le temps au gre  des modifications re  glementaires. Leur qualite  de  pend encore du soin apporte Â, en amont, a Á l'e  laboration et a Á la mise a Á jour re  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  du sous-emploi au sens du BIT. Mais c'est dire aussi que la mesure des agre  gats ainsi recense Âs renvoie une image plus fide Ále du contexte socio-politicoe  conomique en vigueur dans le pays. De l'examen des avantages comparatifs lie Âs a Á chaque source, nous avons arre à te  notre choix sur les registres administratifs, et avons constitue Â, sur cette base, une se  rie statistique de sous-emploi et de re Âserve de main-d'úuvre couvrant la pe  riode de 1981 a Á 1999. Les cate  gories identifie  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  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  nume  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  nomination des cate  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  pensions (conventionnelles) a Á mi-temps ;

±

les cho à meurs a à ge  s occupe Âs a Á temps partiel ;

±

les travailleurs inte Ârimaires ;

±

les cho à meurs complets avec dispense ALE

119

(loi du 30.03.1994) ;

« Le point de de Âpart pour de  finir le travail a Á temps partiel dans la re  glementation du cho à mage est la de  finition

du travail a Á temps plein. Est conside  re  e comme travailleur a Á temps plein dans la re  glementation du cho à 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  s non rencontre  es par les circuits de travail re Âguliers (emplois de proximite  ) et, d'autre part, la demande d'emploi de la part de be Âne  ficiaires d'allocations de cho à mage ou du minimex. L'utilisateur re  mune Á re le cho à meur au moyen de che Áques spe  cifiques » (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 26).

 thodes Sources et me

175

±

les cho à meurs temporaires ;

±

les mesures d'activation des allocations de cho à mage, a Á temps partiel ;

±

les minimexe Âs be  ne  ficiant d'un programme d'insertion professionnelle (article 60 §7 de la loi organique sur les CPAS du 07.08.1974). Sans pre  tendre a Á l'exhaustivite  , l'ensemble des cate Âgories recense  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  e tout re  cemment par le BIT semble encore mal adapte Âe pour rendre compte des e Âvolutions du marche  du travail, caracte  rise  es par une multiplication et une acce Âle  ration des flux, re Âsultant tanto à t de mouvements naturels, tanto à t de mesures re Âglementaires, qui font passer des individus du cho à mage vers l'inactivite  , du cho à mage vers des emplois pre Âcaires ou re  duits, de l'emploi vers l'inactivite Â, de l'inactivite  vers l'emploi ou encore de l'inactivite  vers le cho à mage. C'est pourquoi nous lui faisons correspondre une de Âfinition extensive, juge  e plus apte a Á rendre compte des dysfonctionnements du marche  du travail et de la redistribution des revenus qui en de Âcoule. Exprime  e en termes de personnes, la re  serve de main-d'úuvre est constitue Âe de l'ensemble des personnes en a à 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  , c'est-a Á -dire l'ensemble des individus, travailleurs ou non, susceptibles d'e à 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  de certaines donne Âes statistiques. Les cate  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 à meurs a à ge Âs ;

±

les cho à meurs complets indemnise Âs (CCI) dispense Âs pour raison de difficulte  s sociales et familiales ;

±

les CCI dispense  s en raison de reprise d'e Âtudes ;

±

les be  ne  ficiaires d'une interruption de carrie Áre a Á temps partiel et a Á temps plein ;

±

les be  ne  ficiaires d'une pre Âpension a Á temps plein ;

±

les minimexe  s non demandeurs d'emploi ;

±

les miliciens.

176

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

4. EÂVALUATION DU SOUS-EMPLOI LIE AÁ LA DUREÂE DU TRAVAIL L'ensemble des conside  rations de  veloppe  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  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 Sante 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 :

 valuation du sous-emploi lie  a Á la dure  e du travail E

177

De 1981 a Á 1996, son e  volution a e  te  largement tributaire de celle du temps partiel involontaire qui, sur l'ensemble de cette pe Âriode, en repre  sente la part la plus importante, allant jusqu'a Á 70 % dans la seconde moitie  des anne  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  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  ficiaires des programmes de re Âsorption du cho à mage a Á temps partiel, dans le total des travailleurs a Á temps partiel involontaire, a e Âte  , 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  par ces derniers. L'e  volution des autres composantes du sous-emploi belge est e Âgalement relativement bien type Âe. Le cho à mage temporaire connaõÃt des variations plus fluctuantes, d'intensite  moins forte avec des pics aux pe Âriodes creuses (1984, 1993), qui correspondent bien au caracte Áre conjoncturel qu'on lui pre Ãte ge  ne  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  ressante, le travail inte  rimaire pre  sente un comportement syme Âtrique au cho à mage temporaire des phases de hausse et de baisse, non qu'il y ait un glissement compensatoire d'une cate  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  riode de mauvaise conjoncture. Ne Âanmoins, le travail inte Ârimaire re  ve Á le e  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  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  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

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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 à t en Flandre et a Á Bruxelles (1991) qu'en Wallonie (1993). Quant a Á la remonte  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  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  cialise  e » en travail inte  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  du travail. A Árement e  leve  de l'interim est influence  par la concentration des employeurs relevant de ce type d'activite  dans la capitale. En Wallonie, le profil du travail inte Ârimaire semble reve à tir davantage un caracte Á re conjoncturel. Quant au cho à mage temporaire, de caracte Á re plus industriel, il est, sans grande surprise, peu de Âveloppe  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  probablement explique Âe par l'importance qu'y joue l'interim. Retenons encore que, parmi les cate Âgories re  siduelles constitutives du sous-emploi, l'insertion professionnelle des minimexe  s est une spe  cialite  de Bruxelles, les mesures d'activation des allocations de cho à 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  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  conomique. Il a culmine  a Á quelque 90 % en 1990 et repre  sente encore aujourd'hui 64,6 % de l'ensemble du sous-emploi fe Âminin. Le travail inte  rimaire connaõÃt une progression mode  re  e et re  gulie Á re, passant de 4,6 % en 1981 a Á quelque 16,1 % en 1999. Quant au cho à mage temporaire, qui n'a jamais beaucoup touche  les femmes, il joue un ro à le tout a Á fait secondaire et tend me à 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 à mage temporaire (20,8 % en 99) et est, de Ás lors, plus sensible aux e  volutions de la conjoncture. Le temps partiel involontaire masculin connaõÃt aussi une phase ascendante

 valuation de la re  serve de main-d'úuvre E

179

puis descendante comme dans les autres se Âries mais de manie Áre beaucoup plus atte  nue  e. Dans sa phase la plus forte, il n'a pas de Âpasse  46 % de l'ensemble du sous-emploi et il se situe aujourd'hui a Á 28 %. Les effets conjugue  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  es dans les deux se Âries observe  es, le sous-emploi fe Âminin est reste  , de tous temps, supe Ârieur au sous-emploi masculin. L'e Âcart le plus important e  tait constate  en 1992, juste avant la de Âcision de supprimer la mesure du temps Á partiel involontaire. A l'e  poque, le taux de sous-emploi fe Âminin (16,2 %) e Âtait trois fois supe  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  serve de main-d'úuvre pre Âsente une hausse quasi continue sur la pe  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  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 à 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  e 1990, supe  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  s non demandeurs d'emploi. A partir de cette anne  e, l'e  cart entre les courbes s'accentue, celle des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi (31 % de la re  serve) prenant le pas sur le sous-emploi (23 % de la re Âserve). L'examen de  taille  des trois courbes fait apparaõÃtre quatre phases successives : de 1981 a Á 1984, anne  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 à 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 à t vers l'inactivite  . 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  des anne  es 1990, explique  e tant par la pression conjonc-

180

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

1 400 000 1 200 000

Valeurs absolues

1 000 000 800 000 600 000 400 000

1999

1998

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1995

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1993

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1990

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1988

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 Sante 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 à mage. A de 1995, a Á la pression a Á la baisse du cho à 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  e de la re Âserve de main-d'úuvre refle Âtant assez bien, sans doute, les insuffisances du marche  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  pour Bruxelles, une courbe plus chaotique he Ârite  e du profil du sous-emploi dans cette re  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

 valuation de la re  serve de main-d'úuvre E

181

jugule  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  serve en 1999 contre 18,5 % en Wallonie) se rapproche davantage des inoccupe  s non demandeurs d'emploi qu'il ne le fait en Wallonie (24,3 % de la re  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  e. La courbe du cho à mage traduit tout a Á la fois une tendance ge  ne  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  serve. Dans les anne Âes 1980, le cho à 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 à mage lui font perdre cette premie Áre place. A structurelle du cho à mage correspond une augmentation tre Ás sensible des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi. Les transferts ont manifestement e Âte  tre Á s nombreux a Á cette e  poque car ces fluctuations sont largement gomme Âes au niveau de la re  serve de main-d'úuvre et n'ont empe Ãche  en rien sa progression. Il en va tout autrement a Á partir de 1994, ou à mage diminue sensiblement sans e Ãtre accompagne  d'une Á le cho hausse proportionnelle des inoccupe Âs non demandeurs d'emploi (35,5 % de la re  serve en 1999). Associe Âes a Á la relative stabilite  du sous-emploi dans cette seconde moitie  de la de  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  gions du pays. En Wallonie, les cho à meurs a à ge  s repre  sentent un tiers environ des inoccupe  s non DE, les pre Âpensions a Á temps plein, un autre tiers et les minimexe  s, 25 %. La Flandre fait un usage plus important des cho à meurs a à ge  s et des pre  pensions, de l'ordre de 40 % chaque, tandis que Bruxelles intensifie encore le recours a Á la formule des cho à meurs a à ge  s, puisqu'ils y repre Âsentent pre Á s de la moitie  des inoccupe  s non DE. Combine  s avec les minimexe  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  s. Ces chiffres te Âmoignent tant des restructurations dans les re Âgions industrialise  es (Wallonie, Flandre) que du risque e Âleve  de paupe  risation contre lequel Bruxelles et la Wallonie doivent se pre  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  montre, une nouvelle fois, l'inclination de la Flandre pour les formules de flexibilisation de l'organisation du travail.

182

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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  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  serve de main-d'úuvre varie e Âgalement sensiblement selon qu'il s'agit de la re  serve masculine ou fe Âminine. Le cho à mage masculin s'e Âle Á ve a Á 49 % de la re  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  en ce qui concerne les inoccupe  s non demandeurs d'emploi, c'est-a Á-dire la part de la re Âserve qui est situe  e dans l'inactivite  : 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  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  minine, une place plus importante (35,4 % des inoccupe Âs non DE) que dans la re Âserve masculine (17,5 %). Ces e Âle  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  que dans le cho à mage. En synthe Áse, nous retiendrons que l'observation diffe Ârencie  e des composantes de la re Âserve de main-d'úuvre masculine et fe Âminine sugge Áre, en premier lieu, que la flexibilite  pe Á se plus lourdement sur la re Âserve fe Âminine et que le cho à mage fe Âminin comporte une composante structurelle plus importante. En me à me temps, il maintient les femmes dans l'activite Â. En second lieu, elle met en e  vidence que les mouvements conjoncturels du cho à mage masculin s'accompagnent de mesures compensatoires qui provoquent des glissements de l'activite  vers l'inactivite  par l'interme  diaire de la cate  gorie des inoccupe  s non demandeurs d'emploi.

à mage, taux de re  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 à mage correspond a Á une absence totale de travail. Il peut de Á s lors e à tre inte  ressant de comparer le taux de sous-emploi et le taux de cho à 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  sentent les travailleurs en e Âtat de sous-emploi. Le taux de cho à mage exprime, quant a Á lui, le pourcentage de la population active totale que repre  sentent les actifs inoccupe Âs a Á la recherche d'un emploi (les cho à meurs). En 1999, le taux de cho à mage wallon, avec ses 16,2 %, est plus de deux fois Á Bruxelles, pour la me supe  rieur a Á son taux de sous-emploi (6,9 %). A à me anne  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 à 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

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0,0

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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 Sante 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 :

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 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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0,0

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Années Tx sous-emploi

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 Sante 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

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1998

1997

1996

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1989

1988

1987

0,0

1986

5,0

Années Tx sous-emploi

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 Sante 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  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  gions. S'il s'e Âtait agi d'emplois a Á temps partiel, on aurait observe  un taux de sous-emploi plus e Âleve  ; 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 à mage ; ce qui laisse supposer une diminution du cho à mage par cre  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  volutions compare  es des taux de sous-emploi et de cho à mage laissent entrevoir qu'ils s'e Âcartent en pe Âriode de mauvaise conjoncture et se rapprochent en pe  riode de reprise. Y aurait-il la Á un indicateur de sante Âe  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  s. Le taux de re Âserve, qui vise a Á exprimer l'insuffisance globale du marche  du travail, e  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  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  leve  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  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  tend donc en aucune fac Ëon a Á l'exhaustivite  ni a Á l'exclusivite Â. Elle met en úuvre des indicateurs diversifie Âs, mais gue Áre aussi varie  s que la re  alite  est complexe et nuance  e. Songeons notamment a Á la proble  matique des travailleurs saisonniers de me Ãme qu'a Á la multiplicite  des situations nouvelles aux franges de l'inactivite  , de l'emploi et du cho à mage, dont il est difficile d'appre Âcier l'impact re Âel. Ide  alement, il conviendrait de distinguer, parmi les be Âne  ficiaires de

186

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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  cision qui aurait de toute fac Ëon e  te  prise, en les faisant basculer, le cas e  che Âant, dans l'inactivite  . De me à 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  Рprolongement « naturel » de l'inactivite  des jeunes, lie Âa Á l'e  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  sultant de l'insuffisante mobilite  ou qualification de l'offre de travail aux exigences de la production ? Les de  veloppements auxquels l'exercice a donne  lieu ont permis ne Âanmoins de mettre en e Âvidence quelques the Ámes de re  flexion, que nous retiendrons en synthe Á se de nos travaux : ±

l'e  volution du sous-emploi inte Ágre trois effets conjoncturel, structurel et politico-e  conomique ;

±

la comparaison re  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  rentes :

c

en Wallonie, le sous-emploi semble davantage imprime  par les de  cisions politico-administratives ;

c

a Á Bruxelles, il est domine  par l'inte  rim ;

c

la Flandre fait e Âgalement un usage plus intensif de l'interim, mais aussi des diverses formules de flexibilite  du travail ;

±

la distinction selon le genre, en Wallonie, apparaõÃt bien contraste Âe : le sousemploi masculin est conjoncturel (interim et cho à mage temporaire), tandis que le sous-emploi fe Âminin est structurel et tre Ás sensible a Á l'effet politicoe  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  volutions de la re  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  es (Wallonie, Flandre) et de la paupe Ârisation contre laquelle Bruxelles et la Wallonie doivent se pre Âmunir. Elles te Âmoignent encore des potentialite  s des re Âgions a Á re  sorber les insuffisances du marche  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  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  volutions conjoncturelles du cho à mage masculin sont compense Âes par des mesures politico-administratives provoquant des glissements de l'activite  vers l'inactivite  , tandis que les femmes, davantage mobilise Âes par la flexibilite  , sont maintenues dans l'activite Â, fu  caire. à t-elle pre Pour conclure, nous soumettons a Á la discussion, une dernie Áre re  flexion

critique, afin de favoriser le de Âbat sur ce phe  nome Á ne central qu'est le cho à mage dans son acception large. Au de  but de ce texte, nous avons rappele  que le cadre conceptuel de la mesure des cate  gories principales d'activite  date d'une e  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  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  explique la crise des indicateurs du cho à mage, mesure homoge Á ne et centralise  e autrefois objet d'un consensus, et celle des politiques de plein-emploi »

120

.

Au-dela Á , on peut s'interroger sur le ro à le joue  par ces situations interme Âdiaires dans un sce Ânario de pre  figuration de nouvelles formes de re Âgulation, qui s'imposeraient progressivement a Á notre socie  te  , 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  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  , de carences et d'insuffisances. Un de Âbat est souleve  , qui me  rite a Á lui seul de longs de Âveloppements qui ne peuvent e Ãtre ici qu'e  bauche  s : une tendance semble ne Âanmoins se confirmer : la flexibilite  et le travail re  duit, l'un et l'autre perc Ëus dans la journe  e, dans la dure  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  duction ou le partage du temps de travail montre bien les difficulte  s inhe  rentes a Á cette transformation qui devra s'accompagner d'une re  flexion sur la redistribution des revenus, la redistribution de l'activite  et, en fin 120

Salais

et al.

(1986), pp. 171-172.

188

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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 respon tat. Est-ce la fin de la sabilite  s respectives de l'individu, de l'entreprise et de l'E centralite  du travail dans nos repre Âsentations sociales ? Quel que soit le re  sultat de cette e Âvolution, il faut insister sur le ro à le que les statistiques vont y jouer. Ce ro à le est double : cre Âation d'un instrument susceptible d'observer ces changements et influence qu'exercera cet instrument sur la formation de cate  gories nouvelles et sur les orientations futures de la politique e Âconomique. R. Salais

et al.

(1986) ont bien montre  que c'est a Á partir du moment ou Á la

socie  te  se pre  occupe d'e  laborer une de Âfinition ge  ne  rale d'une cate  gorie (en l'occurrence la cate  gorie du cho à mage) qu'intervient un changement de grandeur et de qualite  , dans la formation de cette cate Âgorie. Dit autrement, c'est l'objectivation du mode Á le de repre  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 à mage comme cate  gorie

.

Il en ira de me à me pour les cate Âgories nouvelles. D'ou Á l'importance et l'attention qu'il faut accorder a Á l'e  laboration de l'instrument de mesure qui contribuera a Á objectiver les nouvelles composantes du marche  de l'emploi. De la qualite  de la perception qui en de Âcoulera de Âpendra la bonne compre Âhension des phe  nome Á nes ; pre  alable indispensable a Á la de  finition d'une politique e Âconomique approprie  e.

121

Ibid

., p. 22.

 gories administratives composant le sous-emploi lie  a Á la dure  e du travail Les cate

189

ANNEXE 9.1  gories administratives composant Les cate  a Á la dure  e du travail le sous-emploi lie

n Les travailleurs aÁ temps partiel involontaire122 Cette cate  gorie he  te  roge Á ne, affecte  e par de nombreuses modifications le Âgales, re  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  ne  ficiaires d'un plan de re Âsorption du cho à 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  s de moins de 30 ans, qui ont satisfait a Á l'obligation scolaire et qui ne peuvent avoir exerce  une activite  professionnelle de  passant 6 mois Ð a Á moins d'e à tre cho à meurs complets indemnise Âs de 122

« Le point de de Âpart pour de  finir le travail a Á temps partiel dans la re  glementation du cho à mage est la de  finition

du travail a Á temps plein. Est conside  re  e comme travailleur a Á temps plein dans la re  glementation du cho à 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  un emploi a Á temps partiel pour e Âchapper au cho à mage complet. « Avant 1991, ils e Âtaient de Á s lors appele  s officiellement « travailleurs a Á horaire re  duit afin d'e  chapper au cho à mage ». Pour ce motif, ils ont pu be Âne  ficier, dans certaines conditions, d'une allocation de cho à mage comple Âmentaire a Á leur salaire. Ce statut d'allocation a e Âte  progressivement supprime  et remplace  de  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  te Â

introduit en juin 1993 de sorte que, durant la pe Âriode de juin 1993 a Á de  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 à te sur les statuts a Á temps partiel dans l'assurance-cho à 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  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  galement a Á la recherche d'un autre travail que celui pour lequel ils sont de Âja Á occupe  s et qui, de ce fait, s'inscrivent librement comme demandeurs d'emploi. L'inscription [...] doit e Ãtre confirme  e (tous les 3 mois) par l'inte  resse  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 à meurs affecte Âs a Á des projets au be  ne  fice des PME (de  cret 123 du 19.05.1994), les cho à 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  partementaux de promotion de l'emploi (F.B.I.E.). Pour une de Âfinition de  taille  e de chacune des cate Âgories, voir : Pardoulat et. al. (

1998

, pp. 67-79).

190

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

2 ans minimum apre Ás une activite  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 à 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  pensionne  a Á mi-temps est accorde  par l'ONEm aux « travailleurs a Á temps plein qui ont, a Á partir de 55 ans, la possibilite  de re  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  mune  ration a Á mi-temps, une allocation de cho à mage et une indemnite  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 à 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 à meurs complets indemnise Âs a à ge  s de 50 ans et plus, qui justifient d'un an de cho à mage et be Âne  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  dans les arre à te Âs (arre à te  royal et arre Ãte  ministe  riel) du 9 juillet 2000 visant a Á reme  dier a Á certains pie Á ges a Á l'emploi

126

, ge  ne  re  s par la re  glementation du cho à 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  rimaire dans le sous-emploi est a Á comprendre dans une perspective dynamique et non statique : il a en effet e Âte  de  montre  que, dans la dure Âe, le travailleur inte Ârimaire connaõÃt successivement des pe  riodes de travail entrecoupe Âes de pe  riodes de cho à mage, au point que sa dure Âe de travail avoisine globalement ou socialement le mi-temps temps

127

voire me à me le quart-

128

. De la Á , la prise en compte de la cate Âgorie au me à 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  voire me à me entraõÃne une diminution de ses revenus » (ONEm, 127 128

Voir a Á ce propos l'e  tude re  alise  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).

 gories administratives composant le sous-emploi lie  a Á la dure  e du travail Les cate

191

n Les choÃmeurs complets avec dispense ALE129 (loi du 30.03.1994) Ce sont des cho à meurs complets qui prestent des heures de travail en ALE ou comme agents de pre Âvention et de se Âcurite  et qui, a Á leur demande, sont dispense  s de l'inscription comme demandeurs d'emploi Ð et qui ne sont donc plus de  nombre  s dans la statistique des cho à meurs complets indemnise Âs (CCI) Ð, sur base d'une dure  e minimale de travail de 180 heures au cours des six mois calendrier pre Âce  dant leur demande. Cette dispense est accorde Âe pendant une pe  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  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  insertion professionnelle des cho à 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 à mage en une partie de re Âmune  ration. Parmi ces mesures, citons : les contrats 130

de travail de premie Áre expe  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  s non rencontre  es par les circuits de travail re Âguliers (emplois de proximite  ) et, d'autre part, la demande d'emploi de la part de be Âne  ficiaires d'allocations de cho à mage ou du minimex. L'utilisateur re  mune Á re le cho à meur au moyen de che Áques spe  cifiques » (ONEm, 130

Rapport annuel

, 2000, p. 26).

Les contrats de premie Áre expe  rience professionnelle (PEP) ont e Âte  cre Âe  s afin d'inse Ârer les jeunes sans

expe  rience professionnelle sur le marche  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  de conclure ou de prolonger un contrat PEP a e  te  supprime Âe a Á partir du 01/01/1999. 131

« Les emplois-services visent a Á remettre au travail certains cho à meurs dans le secteur prive Â, pour effectuer des

ta à ches qui ne sont pas ou plus exe Âcute  es et qui augmentent la qualite  des services au client, ame Âliorent les conditions de travail ou prote Ágent l'environnement de l'entreprise. Le cho à meur a droit a Á une allocation de re  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  productrice de biens et de services dans le secteur de l'e Âconomie sociale. Les travailleurs concerne Âs ont droit, durant toute la dure  e de l'occupation, a Á une allocation de re  insertion ». (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 87).

192

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

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  part, il s'agissait d'une aide particulie Áre propose  e aux be  ne  ficiaires du minimex en vue de comple  ter le nombre de journe Âes de travail qui leur ouvrent le droit au be Âne  fice complet de certaines allocations sociales (essentiellement les indemnite  s de cho à mage et la couverture d'assurance maladie-invalidite Â). Actuellement, le but recherche  est plus directement leur insertion professionnelle.

133

« Les programmes de transition professionnelle (PTP) permettent a Á certains cho à meurs d'ame Âliorer leur

position sur le marche  de l'emploi en acque Ârant une expe  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  s par le circuit du travail re Âgulier. Cette expe  rience professionnelle est cense Âe augmenter la possibilite  de passer a Á un emploi dans le circuit de travail ordinaire. L'inte Âresse  perc Ë oit une allocation d'inte  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  de l'emploi de cho à meurs de longue dure Âe et d'autres

demandeurs d'emploi difficiles a Á placer. Les employeurs qui be Âne  ficient d'une dispense dans le cadre du plan « avantage a Á l'embauche » peuvent e  galement be  ne  ficier, dans certaines conditions, d'une re Âduction de salaire s'ils engagent un cho à meur de longue dure  e. Le cho à meur perc Ë oit l'allocation d'embauche pour chaque mois d'occupation ». (ONEm,

Rapport annuel

, 2000, p. 87).

 gories administratives composant la re  serve de main-d'úuvre Les cate

193

ANNEXE 9.2  gories administratives composant Les cate  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  gorie composite est utilise Âe le plus souvent comme re Âfe  rent pour le calcul du cho à mage et des taux de cho à mage officiels. Elle comporte les cho Ãmeurs complets indemnise Âs 136

stage

135

, les jeunes inscrits pendant leur pe  riode de

, les demandeurs d'emploi libres inoccupe Âs

d'emploi inoccupe  s et obligatoirement inscrits

138

137

et d'autres demandeurs

.

n Les choÃmeurs aÃgeÂs Ce sont des cho à meurs complets indemnise Âs de 50 ans et plus, qui be Âne  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 à 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  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 à 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 à mage, sur base des e Âtudes faites, a Á l'issue d'un stage d'attente obligatoire. Ils sont oblige Âs d'e à tre inscrits comme demandeurs d'emploi a Á temps plein. 136

Ce sont des jeunes qui ont termine  leurs e  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 à 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  ficier des allocations de cho à mage ; elles s'inscrivent librement comme demandeurs d'emploi. 138

Cette cate  gorie est he  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  s, les cho à meurs ayant travaille  a Á temps partiel volontaire et qui deviennent cho à meurs complets, les cho à meurs qui renoncent volontairement au be  ne  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 à meurs exclus du be Âne  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  ne  ficier d'un certain nombre d'avantages tels que les allocations familiales.

194

 valuation du sous-emploi et de la re  serve de main-d'úuvre latente Tentative d'e

n Les C.C.I. dispenseÂs en raison de reprise d'eÂtudes Ce sont des cho à meurs complets indemnise Âs qui sont temporairement dispense  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  et ge  re  par les organismes re  gionaux ou agre Âe  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  pour une interruption partielle (re Âduction de prestations) ou comple Áte de leur carrie Á re professionnelle tout en be Âne  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  les diffe  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  pension de retraite (1983-1994), la pre Âpension pour frontaliers (a Á partir de 1982) et la pre Âpension spe  ciale (1978-1986).

n Les minimexeÂs non demandeurs d'emploi Cette cate  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  s...)

139

, duquel nous avons retranche  les personnes de  ja Á comptabilise  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  s dans le sousemploi.

n Les miliciens Ce sont des personnes qui, en raison de leurs obligations militaires, e Âtaient retire  es involontairement du marche  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  pour travailler et, en

conse  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  rencie  des cho à meurs dits « de longue dure Âe » dans les pays de la Communaute  impose l'utilisation de la statistique de l'aide sociale octroye Âe dans les diffe  rents pays pour comple  ter celle du cho à mage ; en effet, certains d'entre eux classent les cho à 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 à mage.

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de 1981 a Á 1999.

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CHAPITRE

10 PROFILS DE QUALIFICATION Â SOUHAITES LORS

DE L'EMBAUCHE  sultats d'une enque à te au sein Analyse des re  marchand en Re  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  atrice VAN HAEPEREN Be

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne 140

Ce chapitre est une synthe Á se d'une e  tude publie  e ante  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

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

REÂSUME 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 marche de l'emploi.

1. INTRODUCTION L'interrogation directe des entreprises sur leurs besoins en qualifications a Á l'embauche re  pond a Á la ne  cessite  d'assurer une meilleure information, tant qualitative que quantitative, sur le co à te  demande du marche  du travail. Jusqu'a Á pre  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  du travail Ð entreprises, demandeurs d'emploi, travailleurs, ope Ârateurs de formation Ð est une condition ne Âcessaire a Á la gestion des de  se  quilibres actuels du marche  du travail. Cette information s'impose d'autant plus que les de Âse  quilibres reve à tent un caracte Á re structurel. Á cet e A  gard, plusieurs e Âtudes consacre  es au cas de la Belgique ont montre  le ro à le des facteurs structurels sur l'e Âvolution et la persistance du cho à mage. C'est le cas des analyses ancre Âes dans le corpus the  orique de la courbe de Beveridge

142

,

qui ont l'avantage d'inte Âgrer l'ensemble des facteurs susceptibles d'affecter le marche  du travail. Ces e Âtudes ont mis en e Âvidence, a Á co à te  des facteurs cycliques tels que la demande agre Âge  e, le taux d'inte  re à t et les salaires re Âels, la pre  sence de facteurs traduisant une de Âte  rioration de l'appariement entre cho à 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  es par le niveau de diplo à me) sont publie  es pour un niveau de de Âsagre  gation sectorielle limite Â. 142

La courbe de Beveridge met en relation le taux d'emplois vacants et le taux de cho à mage a Á l'e  quilibre

stationnaire (

cf.

, par exemple, Pissarides, 1990).

L'embauche

199

re  gions particulie Árement affecte Âes par le cho à mage, ainsi que « de Âsemployabi143

lite »

144

des cho à meurs de longue dure Âe

.

Dans les anne  es 1990, de nombreux pays de la Communaute  europe  enne partagent ces deux proble Ámes majeurs que constituent la persistance d'un taux de cho à mage e  leve  et la de  te  rioration de la position relative des non-qualifie Âs sur le marche  du travail

145

. La ne  cessite  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  le re  seau europe  en

(Labour Policies Information Network), dont

l'objectif est de mettre au point un outil devant permettre une identification pre  coce des besoins des entreprises en matie Áre de main-d'úuvre

146

. Le Service

des e  tudes et de la statistique du Ministe Áre de la Re  gion wallonne s'est inte Âgre  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 à te est centre  e sur les embauches re Âalise  es et les pre  visions d'embauche pour les anne  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  e repre  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  tat des stocks et les flux d'emplois dans les e  tablissements. Le nombre de de Âparts pour les anne  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  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  parts pre  vus a pu e à tre mal 143

La « de  semployabilite  » caracte  rise l'e  tat des individus dont le capital humain s'est e Ârode  avec la dure  e du

cho à 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  ralement avance  es sont le progre Á s technologique asyme  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  veloppement des services. Voir, par exemple, Sneessens (1995) et Dre Áze et Sneessens (1995), Van der Linden (1997). 146

Ce projet a e Âte  finance  par le programme « Application de la te Âle  matique dans le secteur public » de l'Union

europe  enne. 147 148

Le lecteur trouvera la pre  sentation de la me Âthodologie d'enque à te dans Guyot

et al.

(2000a., 2000b).

Ces de  parts, soit ont de Âja Á eu lieu en 1999, avant la re Âalisation de l'enque à te, soit sont pre Âvus par l'employeur

avant la fin 2000. Il en est de me Ãme pour les embauches.

200

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

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  te  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  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 à tre sous-estime  s, a Á moins que les chiffres de 1998 ne soient particulie Árement e  leve  s. Cette e  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  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  estime  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  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  es relatives aux intentions des entreprises, celui de 1998, sur la base de re Âalisations, ce qui limite en conse Âquence la porte  e de la comparaison. Deux facteurs Ð la taille des e Âtablissements et les secteurs d'activite  Рont une incidence non ne Âgligeable sur l'e  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  leve  (4,4 % et 4,5 % respectivement). L'augmentation est nettement moins 149

Ces e  le Âments ont cependant e  te  inte  gre Âs a Á l'analyse comple Á te.

 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  leve  s sont observe  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  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  canique (0,7 %), des machines, e  quipements et automobile (0,6 %), des mine Âraux non me  talliques (±0,6 %) et du caoutchouc et plastique (±0,8 %).

3. PROFILS D'EMBAUCHE ET NIVEAUX D'EÂTUDES Il est inte  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  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  s de notre syste Áme e  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  fe  rence en termes de niveau d'e Âtudes est exprime  e. Dans les autres cas, cette variable ne semble pas e Ãtre un e Âle  ment discriminant ou structurant du choix de l'employeur. Le niveau d'e  tudes le plus souvent cite  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  ral, le secondaire supe Ârieur professionnel et le post 151

secondaire non supe  rieur

. Il apparaõÃt donc que, dans 31 % des cas, le niveau

d'e  tudes souhaite  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  gorie regroupe, pour l'instant, les certificats de qualification de septie Áme anne  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 à te Forces de Travail de l'INS (Institut national de statistiques).

202

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

Tableau 10.2 Intentions d'embauche suivant le niveau d'eÂtudes deÂsire (en % Ð N Niveaux d'eÂtudes

ˆ

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  sagre  ge  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  rences. Si les e  tablissements de petite taille Ð moins de 10 personnes Ð re Âve Á lent des pre  fe  rences ne s'e Âcartant gue Áre des pre  fe  rences exprime  es par l'ensemble de la population, il n'en est pas de me Ãme pour les autres cate Âgories d'e  tablissements. Ainsi, les e  tablissements de 10 a Á 49 personnes et de 50 a Á 99 personnes se caracte  risent par une tre Ás forte absence de pre Âfe  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  fe  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  fe  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  plus e  leve  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

 tudes Profils d'embauche et niveaux d'e

203

planification de la gestion du personnel. Les demandes exprime Âes par ces grands e  tablissements concernent de manie Áre privile Âgie  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  (30,5 % contre 15,9 % pour l'ensemble de la population). Cette demande plus fre Âquente de diplo à mes supe  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 deÂsire : 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 Sante 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

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

On observe ensuite une grande variabilite  de la re  partition des intentions d'embauche selon les secteurs d'activite Â. Ceci est illustre  dans le tableau 10.3 ou Á sont reporte  s, pour chaque secteur, les deux cate Âgories obtenant les fre Âquences les plus e  leve  es. Une analyse en colonnes montre que deux cate Âgories de re Âponses sont partage  es par un grand nombre de secteurs : il s'agit des cate Âgories « sans pre  fe  rence » et « secondaire supe Ârieur technique ». La fre Âquence des « sans pre Âfe  rence » est particulie Árement e  leve  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  leve  s ; les secteurs suivants ont, dans l'ensemble, des attentes plus e  leve  es en matie Á re de niveau d'e Âtudes, tout en gardant une proportion importante de re  ponses « sans pre Âfe  rences » ; certains secteurs (mine Âraux non me  talliques et services aux entreprises) se distinguent par une polarisation marque Âe des attentes (« sans pre  fe  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  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  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  code  en re Âfe  rence a Á la nomenclature EUROSTAT/CEDEFOP (1999) a Á trois chiffres

153

.

Un grand nombre d'employeurs e Âprouvent quelque difficulte  a Á pre  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  connaissance du syste Áme de domaine n'est explicite  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  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  (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  rieures a Á 1 %. Les souhaits exprime  s par les entreprises sont marque Âs d'une he Âte  roge  ne  ite  lie Âe a Á la taille des e  tablissements ainsi qu'a Á leur secteur d'activite Â. Les e  tablissements de moins de 10 personnes expriment des attentes similaires a Á celles observe  es dans l'ensemble de la population

155

. Les e  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  risent par une proportion tre Ás e  leve  e de « aucun diplo à me requis » (36,9 %) et l'absence de besoins par rapport aux domaines « commerce et administration » et « sante  ». Enfin, les e Âtablissements les plus importants (100 personnes ou plus) pre  cisent beaucoup plus fre Âquemment leurs attentes quant au domaine de formation (seulement 4,8 % de « sans pre Âfe  rence » et 3,6 % de « sans re Âponse »). La cate  gorie « diplo à me non requis » y est particulie Á rement peu repre  sente  e (0,5 % contre 15,5 % pour l'ensemble de la population), au contraire des domaines « inge  nierie et techniques apparente  es » et « sante  » (23,6 % et 24,5 % respectivement, contre 14,4 % et 6 % dans l'ensemble de la population). Quant aux spe  cificite  s sectorielles, les re Âsultats les plus marquants

156

met-

tent en e  vidence les caracte Âristiques suivantes. Primo, plusieurs secteurs se distinguent par une proportion de « aucun diplo à 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  talliques (30,7 %), horeca (24 %) et papier carton (22 %). Plus nombreux sont les secteurs affichant une proportion de « sans pre Âfe  rence » tre Ás e  leve  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  rieures a Á 30 %. Secundo, lorsque des pre Âfe  rences sont exprime  es, elles concernent davantage des domaines spe Âcifiques que des programmes de base. Seules les banques expriment une pre Âfe  rence marque  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  rieurs a Á 156

63,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % varient de

60,5 % aÁ 68,0 %.

206

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

Tertio, les demandes pour des domaines de formation spe Âcifiques sont plus ou moins concentre  es selon le secteur. Elles apparaissent concentre Âes dans les secteurs suivants : assurances, avec 3/4 des embauches pre Âvues concernant des candidats spe  cialise  s en commerce et administration ; industrie me Âtallurgique et machines, e  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  et aide sociale, ou Âgie  est le domaine Á le domaine de formation privile « sante  » (46 % des embauches pre Âvues) ; industrie extractive, chimie et e Âlectronique & e  lectrome  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 à te aborde la question des qualifications non formellement accre Âdite  es par le biais d'une question sur le nombre d'anne Âes d'expe  rience souhaite  . En ce qui concerne la situation pour l'ensemble des e Âtablissements de la Re Âgion 157

wallonne

, on constate que la grande majorite  des employeurs (55,1 %) n'ex158

priment pas de pre Âfe  rence quant a Á l'expe  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  es d'expe  rience le plus fre Âquemment souhaite  est 5 ans ; viennent ensuite 2 ou 3 ans. L'absence totale d'expe Ârience de me à me qu'une expe Ârience tre Ás longue (supe  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  rieure a Á 5 ans (3,7 %). Il en est de me Ãme pour ceux qui de Âsirent engager du personnel inexpe  rimente  (moins de 4 embauches sur 100). On peut poser l'hypothe Áse selon laquelle les exigences en termes d'anne Âes d'expe  rience correspondent souvent a Á une exigence de compe  tences sociales. Une expe Ârience professionnelle de 1 a Á 3 ans peut e à tre vue comme une capacite  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  rence exprime  e » regroupe les cas ou  pondant ne fournit pas d'information Á le re

(2,7 %) et ceux ou  rience ne constitue pas un crite Áre de pre  fe  rence (52,4 %). Il en est de me Ãme pour les Á l'expe analyses ulte  rieures. La cate  gorie « 0 anne  e » correspond aux embauches pour lesquelles l'employeur pre Âfe Á re engager une personne sans expe  rience. 159

Ces donne  es s'e  cartent des re Âsultats de l'enque à 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 à tre interpre  te Âe avec prudence, vu que la population de re Âfe  rence de l'enque à te du HIVA n'est pas identique a Á celle de l'enque à te LAPIN.

Profils d'embauche et connaissance des langues

207

ulte  rieur, d'examiner de manie Áre conjointe les exigences en termes d'expe Ârience professionnelle et le niveau de diplo à me, avec pour hypothe Áse qu'un haut niveau de diplo à me peut compenser une faible expe Ârience professionnelle (en ce sens qu'il serait e  galement un signalement pour des compe Âtences sociales) et inversement. L'expe  rience ante Ârieure est appre  cie  e de manie Á re diverse selon la taille des 160

e  tablissements et les secteurs d'activite Â. Conside  rant la taille de l'e Âtablissement

,

il apparaõÃt que les e  tablissements de moins de 10 personnes ont un profil d'attentes similaire a Á celui observe  au niveau de l'ensemble des e Âtablissements. Par contre, les e  tablissements de 10 a Á 49 personnes et de 50 a Á 99 personnes se distinguent par une pre  fe  rence plus prononce Âe pour les candidats ayant 3 anne Âes d'expe  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  e par une pre  fe  rence relative a Á l'expe  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  rence pour des personnes sans expe Ârience (14,3 %) ou be Âne  ficiant d'un grand nombre d'anne Âes d'expe  rience (20,6 % pour cinq anne Âes d'expe  rience) et par des souhaits plus fre Âquemment e  mis (56,6 %) que dans l'ensemble de la population. 161

Nos re  sultats

mettent e  galement en e Âvidence que les attentes relatives a Á

l'expe  rience professionnelle de Âpendent du secteur conside  re  . Certains secteurs Ð notamment le secteur bancaire, le secteur alimentaire et le secteur des mine Âraux non me  talliques Ð expriment nettement moins souvent que les autres des attentes relatives a Á l'expe  rience ante  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  plus nette de recours a Á des candidats sans expe Ârience : associations professionnelles (22,6 %), machines, e  quipements et automobile (16,1 %), sante  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 à te consacre e Âgalement plusieurs questions aux attentes des employeurs en ce qui concerne certaines compe Âtences spe  cifiques, telles la maõÃtrise des langues e  trange Á res et des outils informatiques. Les principaux re Âsultats relatifs aux langues e  trange Á res sont reporte  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

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 161

63,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont ge  ne  ralement infe  rieurs a Á

65,0 %, avec un maximum de 610,0 %.

208

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

Tableau 10.4 Intentions d'embauche suivant le nombre de langues eÂtrangeÁres deÂsire (en % Ð N

ˆ

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  tablissements est un facteur discriminant

162

: les e  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  s n'expriment de telles attentes que dans 20 % des embauches. Le poids attache  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  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  cialement e  leve  e (entre 25 % et 30 % des embauches).

7. PROFILS D'EMBAUCHE ET CONNAISSANCES INFORMATIQUES Les connaissances en informatique attendues en priorite  par les employeurs wallons sont de  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  rieurs a Á 163

62,0 %.

Les intervalles de confiance a Á 95 % sont ge  ne  ralement infe  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 deÂsire (en % Ð N

ˆ

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  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  es, a Á l'exception des plus petits e  tablissements (moins de 10 personnes)

164

. C'est dans les e Âtablissements de taille

interme  diaire Ð 10 a Á 49 personnes et 50 a Á 99 personnes Ð que les besoins sont les Á moins fre  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  s sont tre Á s demande  s, eux aussi (29,1 %). Les besoins en connaissances robotiques correspondent a Á 4,0 % des embauches. Les re  sultats mettent en e Âvidence des configurations de demandes de connaissances informatiques lie Âes aux spe  cificite  s sectorielles : ±

demande de connaissances informatiques peu fre Âquente dans l'industrie extractive, l'horeca, les transports et communication, la construction, l'industrie me  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  canique, les assurances, les services aux entreprises et les associations professionnelles ;

164

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

62,0 %.

210 ±

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

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  s fre  quente dans la chimie, les machines, l'e  lectronique et l'e Âlectrome  canique, e  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  ressant de tester la robustesse de notre diagnostic en confrontant certains re  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  es par les demandeurs d'emploi avec les exigences des employeurs telles qu'elles sont saisies dans l'enque à te LAPIN devrait constituer un barome Átre de l'ade  quation qualitative entre l'offre et la demande de travail, ce qui, rappelons-le, est un des objectifs de l'enque à te. En ce qui concerne le premier point, nous disposons de deux types de donne  es : les donne Âes relatives aux emplois vacants notifie Âs au FOREM et les donne  es d'enque à te du HIVA. Comme nous l'avons signale  dans l'introduction, le niveau de de  sagre  gation sectorielle des donne Âes publie  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  rer les demandes des entreprises au niveau le plus agre Âge  . Par ailleurs, seul le niveau de qualification appre  hende  par le niveau de diplo à me souhaite  par les entreprises peut faire l'objet de comparaisons entre ces trois sources de donne Âes. Nous pre  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  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  gorie « post secondaire non supe Ârieur » est une cate  gorie inexistante a Á ce jour dans les statistiques administratives. Les postes vacants notifie Âs au FOREM se re  partissent de Ás lors entre les autres cate Âgories, d'ou  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  gorie, qui agre Á ge les « sans pre Âfe  rence » et les niveaux de diplo à 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

 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 eÂte reprises dans la cateÂgorie

« secondaire supeÂrieur ». HIVA Ð EnqueÃte 1999, S.E.S ; Ð EnqueÃte LAPIN 1999. Source :

infe  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 à mes supe  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  ge Á rement diffe Ârente selon les sources. Comme on peut le voir sur la base des donne  es pre  sente  es dans le tableau 10.7, les divergences sont plus marque Âes par rapport a Á l'enque à te du HIVA de 1998

165

, ou Âes, au niveau re  gional, en trois Á les qualifications sont ventile

cate  gories de diplo à mes : secondaire infe Ârieur, secondaire supe Ârieur et supe  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  rence de l'enque Ãte LAPIN, l'enque Ãte du HIVA porte sur un e Âchantillon d'entreprises des secteurs public et prive  ; de plus, les donne Âes du HIVA sont ante  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 à te a porte  en 1998 sur 1079 entreprises wallonnes.

212

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

diffe  rences suffisent a Á expliquer les e Âcarts entre re  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 à mes requis. La situation est synthe Âtise Âe dans la figure 10.1, ou  sente  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  sentent la re  partition des demandes des entreprises en matie Áre de diplo à mes requis a Á l'embauche ; la diffe Ârence entre les deux courbes re Âsulte du traitement de la cate Âgorie « sans pre Âfe  rence » Ð soit environ 30 % des re Âponses

cf.

(

tableau 10.2). La courbe en trait discontinu agre Áge cette cate  gorie avec la

cate  gorie des embauches les moins exigeantes en termes de niveau de diplo à 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 à te  des demandeurs d'emplois inoccupe  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.

 sultats Mise en perspective des re

213

situe. La courbe en trait continu ne Âglige les « sans pre Âfe  rence » et ne conside Áre que les re  ponses associe  es a Á un choix de  fini de niveau de diplo à me. La modification de la population de re  fe  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  partition par niveau de diplo à me des candidats a Á l'embauche, d'une part, et des emplois offerts, d'autre part, re Âve Á le un de  se  quilibre structurel entre l'offre et la demande de qualifications. En particulier, on identifie un de Âficit significatif de diplo à me Âs de l'enseignement secondaire supe  rieur technique, de diplo à me  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  rentes : pre Á s de 300 000 demandeurs d'emplois pour 27 500 intentions d'embauche. Á la diffe A  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  rence pour un niveau donne  de diplo à me sont pre à 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  mentie empiriquement. Nous le montrons dans la figure 10.2, ou Âpartitions Á nous confrontons les re par niveau de diplo à me des embauches LAPIN Ð repre Âsente  es par les me à 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 à me d'e  tudes primaires par rapport au poids des diplo à me  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  partition des embauches LAPIN en trait discontinu, nous pre Âfe  rerons celle repre  sente  e en trait continu, qui correspond davantage a Á la re  partition par niveau de diplo à mes des actifs ou des actifs occupe Âs. Adoptant cette repre Âsentation 167

Une troisie Áme option, non repre Âsente  e afin d'e  viter la surcharge, e  tait de distinguer la cate Âgorie « sans

pre  fe  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 à me ne constitue pas le principal crite Áre de se  lection, c'est que d'autres crite Áres,

tels l'expe  rience, la motivation, des savoir-faire spe Âcifiques, sont juge  s plus approprie  s pour repe  rer et e  valuer l'aptitude des candidats a Á occuper les postes vacants. Une corre Âlation positive entre ces crite Áres et le niveau d'e  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  ce  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

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

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 à me  s de l'enseignement secondaire supe  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  tude apporte un e Âclairage nouveau sur plusieurs aspects du marche  du travail en Wallonie. La mise en perspective des re Âsultats de l'enque Ãte avec des donne  es relatives aux qualifications des demandeurs d'emploi constitue, en outre, un comple  ment d'information appre Âciable. Nous synthe  tisons successivement ces divers apports. En ce qui concerne les embauches, plusieurs informations se de Âgagent de notre enque à te. Sur le plan quantitatif, d'abord, ou  visions d'embauches laissent Á les pre entrevoir une croissance soutenue de l'emploi. On passe, en effet, d'un taux de

Conclusions

observe 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  e d'une he  te Âroge  ne  ite  lie Âe aux caracte Âristiques de taille et de secteur d'activite  des e  tablissements. Les donne Âes administratives d'emploi dont nous disposons a Á l'heure actuelle confirment une acce Âle  ration de la croissance de l'emploi salarie  dans le secteur prive  : 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  . En premier lieu, le niveau de formation le plus fre Âquemment recherche  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  fe  re  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  des embauches (55 %), aucune expe Ârience ante  rieure n'est requise, une expe  rience de plusieurs anne  es (de 2 a Á 5 ans) est souhaite  e dans 33 % des embauches pre  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  gation par secteur fait apparaõÃtre des e  carts plus importants encore. Ces proportions e Âleve  es de « sans pre  fe  rence » invitent a Á une re  flexion approfondie sur les liens entre qualification et emploi, d'une part, et a Á affiner les crite Á res repre  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  se  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 à me  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  ge  s. A de nombreuses reprises, nous avons attire  l'attention sur l'he  te  roge  ne  ite  des situations eu e Âgard aux attentes des employeurs, he  te  roge  ne  ite  dont il conviendra de tenir compte dans toute analyse future du marche  du travail. Les re Âsultats qui viennent d'e Ãtre pre  sente  s doivent s'interpre  ter a Á la lumie Á re des caracte  ristiques intrinse Áques de l'enque à te. Pluto à t que l'aboutissement de Âfinitif d'une de  marche arrive Âe a Á maturite  , cette enque à te se veut prototype devant 170

Indicateurs calcule  s par le Service des e Âtudes et de la statistique du Ministe Á re de la Re  gion wallonne sur la

base de donne  es du Ministe Á re de l'emploi et du travail. Voir Tendances e Âconomiques, në 20, juin 2001, p. 56.

216

 s lors de l'embauche Profils de qualification souhaite

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  a Á tenir compte du caracte Áre exploratoire et perfectible de la de Âmarche lorsqu'il conside Áre les informations chiffre  es contenues dans cette e Âtude. En outre, la source d'informations que constitue l'enque Ãte LAPIN doit s'inte  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  du travail. Cette obligation implique, notamment, une mise en correspondance des me Âthodologies de collecte (cate Âgories de re  ponses, classifications, traitement des re  ponses inde  termine  es...) et la multiplication des angles d'approche. Des e  tudes plus qualitatives devraient permettre, notamment, d'affiner les analyses sur les crite Á res de se Âlection. Il serait e  galement inte  ressant d'analyser la concre Âtisation des pre Âvisions d'embauche et les e Âventuelles strate Âgies d'adaptation des employeurs aux caracte  ristiques de la main-d'úuvre disponible. Pour ce faire, le recours a Á une enque à te par panel serait ne Âcessaire. De plus, l'ame Âlioration de la « couverture » de la demande de travail par l'enque à 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  d'identifier une base de sondage satisfaisante. Les outils mis au point et la me Âthodologie de Âveloppe  e dans le cadre de cette premie Á re expe  rience seront ame  liore  s dans les prochaines anne Âes. Il est en effet pre Âvu de re  pe  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  thodologique (qualite  de l'e  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  inde  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, Universite catholique de Louvain Bart COCKX

IRES, Universite catholique de Louvain Bruno VAN

DER

LINDEN

FNRS et IRES, Universite catholique de Louvain

171

Cette contribution s'inscrit dans le cadre du programme Po à le d'attraction interuniversitaires P4/01 pour le

 tat belge, Services du Premier Ministre Ð Services fe compte de l'E Âde  raux des Affaires scientifiques, techniques et culturelles. Nous savons gre  au Forem de nous avoir autorise  l'acce Á s aux donne  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

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

REÂSUME 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 scolarite s'est fortement creuse 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 marche 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, combine aÁ la rigidite 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 possibilite 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 scolarite 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 reÂalite pas de reÂsoudre ce probleÁme. En effet, aucune mesure de la scolarite 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 à mage particulie Á rement e  leve  . La figure 11.1 pre Âsente l'e  volution du taux de cho à 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  e, le taux de cho à mage des travailleurs

faiblement scolarise  s (au plus titulaires d'un diplo à me du secondaire infe Ârieur) est largement supe Ârieur a Á celui des individus titulaires d'un diplo à me de l'ensei172 173

Seule approximation disponible du niveau de qualification. Les enque à tes sur la force de travail sont effectue Âes annuellement depuis 1983, mais ne contiennent les

informations utilise  es pour calculer le taux de cho à 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  cart entre ces deux cate Âgories se creusant conside  rablement au de  but des anne Âes '80. En 1995, le ratio belge entre le taux de cho à mage des individus au plus diplo à me  s du secondaire infe Ârieur et celui des universitaires e Âtait un des plus e  leve  s parmi quinze pays de l'OCDE

174

(OCDE 1997).

Deux me  canismes sont compatibles avec l'accroissement de l'e Âcart entre les taux de cho à 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  du travail et les qualifications offertes (

skill mismatch

):a Á une demande

e  leve  e de main-d'úuvre qualifie  e correspond un exce  dent de main-d'úuvre peu qualifie  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  s. A co à te  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

 tats-Unis. La Belgique se classait quatrie Á me derrie Á re le Luxembourg, l'Irlande et les E

222

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

structurelles n'ont pas e Âte  accompagne Âes d'un effort suffisant en matie Áre de formation des travailleurs ni d'un ajustement des cou à ts du travail au bas de l'e  chelle des salaires qui aurait permis de pre Âserver des potentiels d'emplois a Á niveau de qualifications relativement moins e Âleve  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 à le du progre Á s technique sur la demande de travail par qualification a par ailleurs e Âte  largement documente  dans la litte  rature internationale (voir Berman

et al.

, 1998 ; Machin et Van Reenen, 1998).

Le second me Âcanisme attribue les e Âvolutions des taux de cho à mage par niveau d'e  tude a Á un phe  nome Á ne de de  qualification en cascade (encore appele  « effet d'e  chelle », « effet d'e Âviction » ou « effet de compe Âtition »). Dans un contexte de pe Ânurie ge Âne  ralise  e d'emplois, les cho à 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  qualification en cascade. Les travailleurs concurrence Âs vont a Á leur tour e à tre amene Âs a Á accepter des emplois exigeant un niveau de qualification moins e Âleve  . Au bas de l'e Âchelle des qualifications, les moins forme Âs n'ont d'autre possibilite  que le cho à mage ou Á de l'inactivite Â. A  faut de pouvoir mieux observer le niveau de qualification, les chercheurs ont tente  d'e  valuer l'importance du phe Ânome Á ne de de  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  tude supe  rieur a Á celui requis pour l'emploi occupe Â. L'analyse de la sure  ducation connaõÃt un inte  re Ãt croissant dans la litte Ârature internationale, comme en te  moigne le nume  ro spe  cial de la revue

Economics of Education Review

(në 19, Á ce jour, un nombre limite avril 2000) qui lui est entie Árement consacre  e. A  d'e  tudes ont e  te  consacre  es a Á la sure  ducation en Belgique (voir Van Hoof 1996 et les enque à 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  qualification en cascade, est pertinente, dans le sens ou Á elles impliquent des recommandations politiques tre Ás diffe  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 à t du travail au bas de l'e salaires. Des politiques de formation professionnelle cible Âes sur les cho à meurs peu qualifie  s doivent aussi e Ãtre fortement encourage  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  nurie ge Âne  ralise  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  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  s seraient inefficaces puisqu'elles entraõÃneraient uniquement une redistribution du risque du cho à mage entre diffe Ârentes cate  gories de travailleurs. L'objectif de notre contribution est le suivant : est-il possible de distinguer les phe Ânome Á nes d'inade  quation des qualifications et de de Âqualification en cascade a Á partir de donne Âes wallonnes sur les probabilite Âs de sortie du cho à mage selon le niveau de scolarite  des individus et sur le nombre total de postes vacants ? L'exploitation de donne  es relatives aux probabilite  s de sortie du cho à mage a une double motivation. Premie Árement, l'augmentation de l'e Âcart entre les probabilite Âs de sortie par niveau d'e  tude peut en partie expliquer l'accroissement de l'e Âcart entre les taux de cho à mage par niveau de scolarite  depuis le de Âbut des anne Âes '80 en 175

Wallonie

(voir Dejemeppe et Saks, 2000). Deuxie Ámement, s'ils se produisent,

les phe  nome Á nes d'inade  quation et de de  qualification risquent d'affecter diffe Âremment les rythmes de sortie du cho à mage selon le niveau d'e Âtudes des individus. Le mode Á le the  orique qui sous-tend notre analyse empirique le mettra en e Âvidence. De notre e  tude empirique, il ressort que les phe Ânome Á nes d'inade  quation et de de  qualification ne sont

pas identifiables seÂpareÂment en principe ne nous permettrait en reÂalite pas

a Á partir des donne  es dont

nous disposons. Si nous connaissions le nombre d'emplois vacants selon le niveau d'e  tude requis, le proble Á me d'identification serait

re  solu. Mais l'ana-

lyse critique des travaux consacre Âs en Belgique a Á la sure  ducation re Âve Á le que l'exploitation de telles donne Âes

de re  soudre

le proble Á me d'identification. En effet, aucune mesure de la scolarite  exige  e ou souhaite  e par les employeurs n'est exempte de biais. Comme nous le soulignons, d'autres approches empiriques se heurtent aux me Ãmes difficulte  s d'identification et d'interpre  tation. En s'appuyant sur une litte Ârature re  cente, on a cependant des raisons de penser que la distinction entre les phe Ânome Á nes d'inade  quation et de de  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  e dans une

perspective de long terme

.

Le plan de notre contribution est le suivant. La premie Áre section pre  sente et discute les travaux qui ont tente  de quantifier les phe Ânome Á nes d'inade  quation des qualifications et de de  qualification en cascade en Belgique. Une deuxie Áme section porte sur l'e  tude empirique que nous avons mene Âe a Á partir des probabilite  s de sortie du cho à 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  qualification comme explication de la hausse tendancielle du taux de cho à mage relatif des travailleurs faiblement qualifie Âs. Les conse  quences de notre discussion en termes de recommandations politiques sont e Âgalement envisage Âes. 175

Les e  carts de taux de cho à mage entre les niveaux de scolarite  s'expliquent aussi par des risques d'entre Âe

diffe  rents.

224

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

2. APPORT DE LA LITTEÂRATURE BELGE Dans cette section, nous e Âvoquons successivement les e Âtudes belges qui ont tente  de quantifier les phe Ânome Á nes d'inade  quation des qualifications et de de Âqualification en cascade (ou de sure Âducation). Nous montrons qu'aucune des mesures utilise  es n'est exempte de biais. Ceux-ci limitent fortement la porte Âe des re  sultats rapporte  s dans ces e  tudes.

2.1 Quantification du pheÂnomeÁne d'inadeÂquation des qualifications

La proble  matique de l'inade Âquation structurelle des qualifications a e Âte  largement e  tudie  e en Belgique a Á travers les travaux de Sneessens (1997), Sneessens

et al.

(1999), Sneessens et Shadman-Mehta (2000). Ces auteurs ont tente  de

quantifier ce phe  nome Á ne en calculant un indicateur d'inade Âquation des qualifications

176

skill mismatch indicator qualifieÂs qualifieÂs

(

). L'indicateur utilise  mesure le de Âcalage

e  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  (a Á de  faut de pouvoir mieux mesurer la qualification) : les travailleurs qualifie Âs regroupent les individus au moins titulaires d'un diplo à me du secondaire supe Ârieur. L'indicateur d'inade Âquation est justifie  the  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  pour la Belgique fait apparaõÃtre une forte progression de l'inade Âquation entre qualifications offertes et demande  es depuis la fin des anne Âes '70 jusqu'au milieu des anne  es '80, un certaine stabilisation ensuite, et une nouvelle progression de 1990 a Á 1995. Cependant, le mode Ále the  orique sous-jacent exclut la possibilite  que des travailleurs qualifie Âs occupent des emplois habituellement adresse Âs a Á des travail176

D'autres formes d'inade  quation sont e Âgalement mesure  es, telles que les disparite  s sous-re  gionales ou secto-

rielles (de  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  par :

Lq =L ÿ URq LFq =LF ˆ ÿ UR  ‡ …UR ÿ URq † 1

1

ou Á

Lq LFq URq ,

,

1

repre  sentent respectivement l'emploi, l'offre de travail et le taux de cho à mage des travailleurs

qualifie  s. Les variables sans l'indice

q

sont leurs e Âquivalents au niveau agre  ge Â.

 rature belge Apport de la litte

leurs peu qualifie  s. En d'autres termes, ce mode Ále

lification

225

exclut le pheÂnomeÁne de deÂqua-

. Si un tel phe  nome Á ne existe, l'indicateur d'inade Âquation des qualifica-

tions pourrait de Ás lors e à tre biaise  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  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  s. Si tel est le cas, la forte hausse de l'indicateur depuis la fin des anne  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  ne  ralise  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  devrait limiter les biais e Âventuels de leur indicateur : le phe Ânome Á ne de de  qualification se passe probablement davantage au sein de chacun de ces groupes pluto à t qu'entre eux. Cependant, rien n'exclut a Á priori que des cho à meurs diplo à 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 à me  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  alise  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  cessaire pour exercer la profession vise Âe. Cette me  thode d'e  valuation de la scolarite  exige Âe est connue dans la litte Ârature sous le nom de

job analysis

(analyse du poste de

 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  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  s (les 41 % restant sont sous-diplo à me  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  a Á la de  tention d'un certain diplo à me pour les jeunes. Il n'en va pas de me Ãme pour les travailleurs plus a Ãge  s dont l'expe  rience professionnelle et la formation acquise en entreprise jouent un ro à le pre  ponde  rant. Environ 60 % des jeunes ont le niveau de diplo à me exige  alors que 17 % posse Ádent un diplo à me supe  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  par

Jackman

et al.

(1990) qui mesure la variance des taux de cho à mage relatifs de divers groupes de scolarite Â.

Cet indicateur est aussi de  rive  d'un mode Á le qui suppose l'absence de de Âqualification.

226

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

La me Âthode de Âveloppe  e par Van Hoof pour quantifier la sure Âducation pre  sente trois de  fauts importants. Primo, la table de correspondance qu'il utilise donne le niveau de diplo à me qui est habituellement demande  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 à me de secondaire supe Ârieur a une vocation professionnelle moindre en Belgique qu'en Allemagne. Une forte he Âte  roge  ne  ite  risque de Á s lors de caracte Âriser les scolarite  s exige  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  voluer au cours du temps, ce qui risque de modifier le niveau de diplo à me habituellement demande  pour pouvoir exercer une profession particulie Áre. Si la table de correspondance n'est pas re Âgulie Árement actualise  e, son utilisation est donc e Âgalement sujette a Á caution. Tertio, tous les travailleurs exerc Ëant une profession particulie Áre sont suppose  s effectuer des ta à ches de me à me complexite  . L'he  te  roge  ne  ite  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  dans la litte  rature consacre Âe a Á la sure  ducation, la fiabilite  d'une mesure base Âe sur l'analyse du poste de travail de  pend fortement de la qualite  de l'information statistique et de la fre Âquence de son actualisation (voir Green

et al.

1999).

Plus re  cemment, le Hoger Instituut voor de Arbeid (HIVA) a tente  de quantifier l'importance du phe Ânome Áne de sure  ducation en Belgique a Á l'aide d'enque à tes aupre Á s d'entreprises belges Denolf

et al.

, 1996 ; Simoens

et al.

179

, re  alise  es en 1995, 1996 et 1997 (voir

, 1997, 1998). Ces enque Ãtes visent a Á rassembler

une se  rie de renseignements sur le profil des emplois vacants et des candidats embauche  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 à me du travailleur engage  est supe  rieur a Á celui requis par l'employeur

lors de l'embauche

. La scolarite Â

exige  e pour un poste de travail est donc e Âvalue  e par l'employeur lui-me Ãme. Cette me  thode d'e  valuation est connue dans la litte Ârature internationale sous le nom de

self-assessment technique travailleur

(technique d'auto-e  valuation Рvoir Dolton et Vigno-

les, 2000). Cependant, dans l'ensemble des travaux qui exploitent cette technique, c'est le

qui spe  cifie l'e  ducation requise pour remplir sa fonction.

D'apre Á s l'enque à te re  alise  e en 1997, il ressort que 32 % des candidats engage Âs ont un diplo à me d'un niveau supe  rieur a Á celui demande  lors de l'embauche (26 % en Wallonie et a Á Bruxelles, 35 % en Flandre) tandis que 56 % posse Ádent le

179

Un e  chantillon repre  sentatif d'environ 3000 entreprises belges est interroge Â. Celles-ci sont questionne  es sur

les e  ventuels postes vacants ouverts au cours du trimestre pre Âce  dent l'entretien. Des informations de Âtaille  es sont demande  es sur les postes vacants pourvus et les candidats embauche Âs.

 rature belge Apport de la litte

227

diplo à me requis (les 12 % restant sont sous-diplo à me  s). La comparaison de la proportion de surdiplo à me  s en 1996 et en 1997 permet e Âgalement de cerner le Á partir de 1996, la ro à le de la conjoncture sur le phe Ânome Á ne de de  qualification. A forte reprise de l'activite  e  conomique se traduit par une nette diminution de la proportion de surdiplo à me  s, de 43 % en 1996 a Á 32 % 1997. La mesure de sure  ducation utilise Âe dans les e  tudes de l'HIVA pre Âsente deux proble Á mes majeurs qui limitent se Ârieusement la porte Âe de leurs re  sultats. Le premier proble Á me vient du traitement re Âserve  aux emplois vacants pour lesquels aucune pre  fe  rence n'est formule  e par l'employeur quant au niveau de diplo à me requis. L'HIVA leur attribue de manie Áre arbitraire le diplo à me de l'enseignement Á l'aide primaire, sans d'ailleurs pre Âciser le nombre de postes vacants concerne Âs. A d'une enque à te aupre Á s d'employeurs wallons, Guyot

et al.

(2000) montrent que

pour environ 30 % des embauches pre  vues pour la pe  riode 1999-2000, les employeurs n'ont pas exprime  de pre  fe  rence sur la scolarite  requise. Ceci ne signifie pas ne  cessairement que la fonction propose Âe ne requiert qu'un diplo à me d'e Âtude primaire. L'employeur peut exiger des compe Âtences spe Âcifiques sans accorder d'importance a Á la de  tention d'un diplo à me particulier. Dans les e Âtudes du HIVA, il n'est donc pas e Âtonnant de constater que plus de 70 % des travailleurs embauche  s sur un poste e Âtiquete  « enseignement primaire » soient surdiplo à 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  s mentionne  ci-dessus. En effet, pour les autres niveaux de scolarite  requis, la proportion de surdiplo à me  s avoisine les 17 % seulement (excepte  pour les emplois demandant un diplo à me du secondaire infe Ârieur ou Á elle est d'environ 30 %). Le second proble Á me est lie  a Á l'e  valuation par l'employeur du niveau de scolarite  requis pour un poste de travail. Lorsque l'employeur spe Âcifie lui-me à me l'e  ducation exige  e pour remplir une fonction, la mesure de sure Âducation risque en effet d'e à tre biaise  e. Nous envisageons ici deux biais qui jouent en sens oppose Â. D'un co à te  , 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 à me requis. Pour les professions ou à me Á le niveau de diplo joue un ro à le important dans le de Âtermination des re  mune  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  nome Á ne de

de  qualification dans la mesure ou  calage entre le niveau de formation scolaire Á le de du travailleur et celui requis lors de l'embauche est provoque  artificiellement par l'employeur : dans les faits, il existe une concordance entre le niveau d'e Âtude re  ellement requis et celui atteint par le travailleur. D'un autre co à te  , l'employeur pourrait exiger lors de l'embauche un niveau de diplo à me supe  rieur a Á celui

lement

reÂel-

requis dans le but de se Âlectionner les meilleurs candidats. L'augmentation

228

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

de l'offre de diplo à me  s peut acce  le  rer cette tendance dans la mesure ou Á exiger le niveau d'e  tude approprie  ne garantit plus le filtrage des candidats les plus aptes

qualification inflation

(

Ð voir Green

et al.

, 1999). Derrie Á re cette interpre  tation se

cache l'ide Âe selon laquelle le niveau d'e Âtude constitue un signal de la productivite  intrinse Á que de l'individu pluto à t qu'un savoir productif (voir Spence, 1973). L'utilisation d'une telle strate  gie lors du recrutement entraõÃnerait une sous-e Âvaluation du phe  nome Á ne de de  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  sur les de Âclarations des employeurs. Dans l'e Âtude empirique, nous exploitons des donne  es relatives au nombre

total

d'emplois vacants de  clare  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  par l'employeur. Ce choix est

de  libe  re  : pour les raisons e Âvoque  es ci-dessus, rien ne garantit en effet que le niveau de scolarite  de  clare  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  e. Par ailleurs, mis a Á part les emplois ouverts dans le cadre de politiques de re Âsorption du cho à 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 à tre sur-repre  sente  es dans les emplois vacants de Âclare  s au Forem e  tant donne  la proportion importante de demandeurs d'emplois faiblement e  duque  s. On peut aussi craindre que la propension a Á de  clarer des postes vacants au Forem fluctue selon l'e Âtat du marche  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  s de sortie du cho à 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  quation des qualifications et de de Âqualification en cascade ? Nous de  montrons ci-dessous que cette information n'est pas suffisante pour identifier simultane  ment ces deux phe Ânome Á nes et, par conse  quent, pour de  terminer leur importance relative.

 tude empirique : apport des probabilite  s de sortie du cho à mage en Wallonie E

229

3.1 DonneÂes Notre e  tude empirique exploite des donne Âes relatives aux probabilite Âs trimestrielles de sortie du cho à mage des hommes. Leur construction est explicite Âe dans Cockx et Dejemeppe (1998, 2000a). Elles proviennent d'une banque de donne  es administratives, la STAT.92, qui contient, depuis fe Âvrier 1989, le suivi individuel de cho à meurs et de personnes au statut apparente  au cho à mage en Belgique. Les donne Âes que nous utilisons couvrent la pe Âriode allant de juin 1989 a Á fe  vrier 1994 et ne concernent que la Wallonie. La STAT.92 ne nous permettant pas de distinguer, de manie Áre pre  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  du travail, nous traitons de fac Ëon globale les sorties du cho à mage. L'ignorance de l'e Âtat de sortie n'est pas proble Âmatique dans la mesure ou Ãge  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  riode de cho à 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  s de sortie du cho à mage sont stratifie Âes selon un nombre limite  de caracte Âristiques : la dure Âe de cho à mage, le temps calendrier a Á la sortie du cho à 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  est approxime  par le dernier diplo à 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  rieur. La dure Âe de cho à mage et la date calendrier varient selon la me Ãme unite  de mesure, le trimestre, mais sur base d'origines diffe Ârentes. La dure  e d'un se  jour en cho à 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  clare  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  ou public, et les emplois vacants re Âsultant des politiques de re  sorption du cho à 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  sente plus la porte de sortie `habituelle'pour les cho à meurs a Ãge  s qui peuvent, sous certaines

conditions d'a Ãge et de dure  e d'inoccupation, mettre un terme a Á leur recherche d'emploi (en tant que `cho à meur a à ge  non demandeur d'emploi'). 181

Des estimations pre  liminaires nous indiquent que le flux de sortie du cho à mage au cours d'un trimestre est

avant tout de  termine  par le flux de postes vacants rec Ëus au cours de ce trimestre. Le stock d'emplois vacants en de  but de trimestre (offres d'emplois insatisfaites a Á la fin du trimestre pre Âce  dent) n'a pas une influence significative sur le flux de sortie du cho à mage. C'est la raison pour laquelle le stock de postes vacants n'a pas e Âte  retenu dans les estimations pre  sente  es dans cette contribution.

230

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

3.2 DeÂfinitions et hypotheÁses Nous envisageons un marche  du travail segmente  dans lequel la demande de travail est diffe  rencie  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  demande  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  par

i

, le type de

segment et le type d'individu e Âtant respectivement caracte Ârise  s par un indice supe  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 à meurs au bas de l'e  chelle des qualifications (avec au plus un diplo à me de l'enseignement primaire) n'ont pas la possibilite  de concurrencer d'autres types de cho à meurs tandis que ceux qui sont diplo à me  s du supe  rieur sont prote Âge  s de toute compe  tition.

inadeÂquation des qualifications

L'

est quant a Á elle de  finie comme le de  se  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  des travailleurs, certains niveaux de scolarite  se caracte  risant pas un exce Ás de demande de travail et d'autres par un exce Á s d'offre. La probabilite  de sortie du cho à mage est mode  lise Âe a Á partir d'une fonction d'appariement (

matching function

Ð voir Pissarides 1990). Celle-ci permet de

mode  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  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  veloppement the Âorique est explicite  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  : les cho à 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  galement les conditions sous lesquelles le marche  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 à meurs de niveau d'e Âtude

i Ui ,

, ont la possibilite  de se

de  qualifier. Nous de Âmontrons que l'identification du phe Ânome Á ne de de  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.

 tude empirique : apport des probabilite  s de sortie du cho à mage en Wallonie E

231

Á le d'inade  quation, le de Dans le mode  se  quilibre entre les situations d'emploi et de cho à mage sur les diffe Ârents segments du marche  du travail est le de  terminant essentiel des e Âcarts entre les probabilite  s de sortie du cho à mage par niveau d'e  tudes. Le de Âse  quilibre entre l'offre et la demande de travail par niveau de

i qui mesure (approximativei  i. Une ment) le rapport …V =Ui † dans le segment exigeant le niveau de scolarite inade  quation des qualifications implique que le niveau de i n'est pas identique scolarite  est repre  sente  par l'indicateur de tension

Á titre d'illustration, la probabilite pour tous les niveaux d'e Âtudes. A  de sortie des cho à meurs diplo à me  s du supe  rieur sera plus e Âleve  e que celle des cho à meurs moins diplo à me  s si il y a relativement beaucoup de postes vacants et peu de cho à meurs dans le segment des plus e Âduque  s et l'inverse dans le segment des moins e Âduque  s. Á le de de  qualification, c'est la concurrence entre les cho Dans le mode à meurs

de diffe  rents niveaux d'e Âtudes pour les me Ãmes emplois qui est le de Âterminant essentiel des e Âcarts entre les probabilite  s de sortie du cho à mage par niveau d'e  tudes. Cette concurrence est repre Âsente  e par le parame Á tre la proportion de cho à meurs de type infe  rieur et ou Á

i

ei

i

qui

cherchent

i  ei i , ouÁ i repreÂsente

un emploi dans un segment

repre  sente l'efficacite  relative des cho à meurs sur-e  duque  s (de

type ) par rapport a Á ceux qui ont juste le niveau d'e Âtudes demande  . Le phe  nome Á ne de de  qualification ne peut qu'augmenter les chances de sortie du cho à mage des travailleurs les plus e Âduque  s (diplo à me de l'enseignement supe Ârieur). En effet, ils ont la possibilite  de se tourner vers les emplois qui s'adressent habituellement aux cho à meurs diplo à me  s du secondaire supe  rieur. Ils sont par ailleurs prote Âge  s de toute compe  tition sur leur segment. La probabilite  de sortie des cho à meurs de niveau de scolarite  interme  diaire (diplo à me du secondaire supe Ârieur et infe  rieur) risque quant a Á elle d'e à tre affecte  e ne  gativement par la concurrence exerce Âe par des cho à meurs plus e  duque  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  qualification ne peut que pe Ânaliser les chances de sortie du cho à mage des individus les moins e  duque  s. Ces derniers n'ont en effet pas la possibilite  de chercher des emplois ailleurs que dans leur propre segment, ou ÃÁ ils subissent la concurrence des diplo me  s du secondaire infe Ârieur. Á partir de nos donne A  es sur les probabilite  s de sortie du cho à mage par niveau Á le d'inade  quation et un mode Á le d'e  tudes, nous estimons alors se Âpare  ment un mode  qualification. Au pre Á le descriptif qui permet de de  alable, nous estimons un mode de re  sumer la structure des probabilite Âs de sortie du cho à mage selon le niveau d'e  tudes. Ces probabilite  s sont estime  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  e passe  e dans l'e  tat de cho à mage et le temps calendrier. Le temps calendrier est mode  lise  par un polyno à me flexible (a Á 5 degre  s) destine  a Á e  valuer l'effet de la conjoncture sur la probabilite  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

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

descriptif qui nous permet de re Âsumer l'information contenue dans nos donne Âes, contrairement aux mode Áles d'inade  quation et de de Âqualification qui imposent une structure particulie Á re a Á nos donne Âes. La proce  dure d'estimation des mode Áles d'inade  quation et de de Âqualification est explicite Âe dans Cockx et Dejemeppe (2000b). La me Âthode d'estimation applique  e est celle du minimum chi-carre  (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  quation et de de  qualification, a Á savoir

i et i .

Avant de pre  senter les re  sulats de ces deux mode Á les, nous re Âsumons l'information contenue dans nos donne Âes en pre  sentant la structure des probabilite Âs de sortie du cho à mage selon le niveau d'e Âtudes. Ces probabilite  s ont e  te  estime  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 à mage trimestrielle selon le niveau d'e Âtudes en re  gion wallonne. La probabilite  de sortie,

Pi

, correspond a Á celle estime  e pour des jeunes (a Ãge  s de moins de 29 ans)

au cho à mage depuis un trimestre et susceptibles de sortir du cho à mage en automne 1989 (c'est-a Á -dire entre septembre et novembre 1989). La valeur de 0,71 estime Âe pour les diplo à me  s du supe  rieur signifie donc que 71 % des jeunes entre Âs au cho à mage au cours de l'e Âte  1989 sont sortis du cho à mage au cours du trimestre suivant (en automne 1989). En automne 1989, les probabilite Âs de sortie sont croissantes avec le niveau de scolarite  des individus, les e Âcarts s'accentuant a Á partir du secondaire supe Ârieur. Ci-dessous, nous montrons que les mode Áles d'inade  quation et de de  qualification peuvent

tous deux

expliquer la

dispariteÂ

des probabilite  s de sortie du

Tableau 11.1 Valeurs estimeÂes en automne 1989 de la probabilite de sortie du choÃmage (

Á le mode

descriptif

), de l'indicateur de tension ( (

Á le de de  qualification mode

Pi

SupeÂrieur (i ˆ 4) Secondaire supeÂrieur (i ˆ 3) Secondaire infeÂrieur (i ˆ 2) Primaire (i ˆ 1)

) et du parameÁtre de deÂqualification ) selon le niveau d'eÂtudes

Á le d'inade  quation mode

P4 ˆ 0,71 P3 ˆ 0,55 P2 ˆ 0,46 P1 ˆ 0,41



ri

ˆ  =1 i

r4 ˆ 3,6 r3 ˆ 2,1 r2 ˆ 1,2 r1 ˆ 1



i

ˆ 2 ei

4 ˆ 4,1 3 ˆ 1,2 2 ˆ 0,3

Ð

i

 tude empirique : apport des probabilite  s de sortie du cho à mage en Wallonie E

233

cho à 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  quation et de de  qualification peuvent

tous deux

expliquer l'

effet asymeÂtrique

de la

conjoncture sur les probabilite Âs de sortie du cho à 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  du travail estime  s en automne 1989. Afin de faciliter l'interpre Âtation des re  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  sentent les rapports

1

segment demandant un diplo à me de l'enseignement supe Ârieur signifie que l'indicateur de tension (

V =U

) estime  dans ce segment est pre Ás de quatre fois plus e Âleve Â

que dans celui exigeant au plus le diplo à me primaire. Les rapports estime Âs sont statistiquement diffe Ârents de un, excepte  pour le segment exigeant un diplo à me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. On constate que la tension sur le marche  du travail augmente fortement avec le niveau de diplo à me requis. Cette inade  quation entre la demande et l'offre de travail a Á travers les segments explique la disparite  Á le des probabilite Âs de sortie du cho à mage selon le niveau d'e Âtudes (voir mode descriptif Ð premie Áre colonne du tableau 11.1). La probabilite  de sortie tre Ás e  leve  e des cho à meurs diplo à me  s du supe  rieur re  sulte du nombre relatif important Á l'inverse, la faible de postes vacants destine  s aux titulaires d'un tel diplo à me. A probabilite  de sortie du cho à mage dans le segment exigeant au plus un diplo à me du secondaire infe  rieur tient au nombre peu important de postes vacants adresse Âs a Á ce type de formation scolaire comparativement au nombre de cho à meurs faiblement e  duque  s.

3.3.3

ModeÁle de deÂqualification L'estimation des parame Átres de de Âqualification nous fournit une toute autre

explication des disparite  s entre les probabilite  s de sortie du cho à mage par niveau de scolarite  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  pour les diplo à me  s du secondaire infe Ârieur, et croissants avec le niveau d'e  tudes. Dans ce mode Ále, la probabilite  de sortie relativement e Âleve Âe des cho à meurs diplo à me  s du supe  rieur re  sulte de la concurrence importante qu'ils exercent sur les titulaires d'un diplo à me du secondaire supe  rieur pour les emplois habituellement occupe Âs par ces derniers. Par ailleurs, la valeur tre Ás e  leve  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 à meurs surdiplo à me Âs (

4

4

cho à meurs titulaires d'un diplo à me du secondaire supe Ârieur tentent de compenser la concurrence accrue pour l'emploi sur leur segment en offrant leur travail sur un

234

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

segment infe  rieur. La valeur du parame Átre



3

montre ne Âanmoins que cette stra-

te  gie n'est pas suffisamment intense et/ou efficace que pour induire un rele Ávement significatif de leur chance de sortie du cho à mage. En bas de l'e Âchelle des qualifications, les cho à meurs du secondaire infe Ârieur ne paraissent pas concurrencer significativement les emplois destine Âs aux diplo à me  s de l'enseignement primaire, ce qui explique le faible e Âcart entre les chances de sortie de ces deux groupes de cho à meurs. L'analyse de ces re  sultats de  montre que les mode Áles d'inade  quation et de de  qualification sont des mode Áles

concurrents

pour expliquer la dispersion entre

les probabilite  s de sortie du cho à mage selon niveau d'e Âtudes et l'effet asyme  trique de la conjoncture sur celles-ci.

4. MISE EN PERSPECTIVE ET CONCLUSION De notre e  tude empirique, il ressort que les phe Ânome Á nes d'inade  quation et de de  qualification ne sont

pas identifiables seÂpareÂment

a Á partir de donne  es rela-

tives aux probabilite  s de sortie du cho à 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  tudes requis, le proble Áme d'identification serait

en principe

re  solu.

Mais l'analyse critique des travaux belges consacre Âs a Á la sure  ducation nous a montre  que l'exploitation de telles donne Âes ne nous permettrait en re Âalite  pas de re  soudre le proble Á me d'identification. En effet, aucune mesure de la scolarite  exige  e ou souhaite Âe par les employeurs n'est exempte de biais. Comme nous l'avons de  ja Á remarque  , la tendance des employeurs a Á demander un niveau de scolarite  supe  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  leve  s, alors qu'elle ne refle Á te en re  alite  qu'une volonte  d'engager du personnel surdiplo à 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 à 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  orique ou empirique, peut nous aider a Á de  terminer l'importance relative de l'un et l'autre phe  nome Á ne. La litte  rature e  conomique convient qu'un phe Ânome Á ne de de  qualification

cyclique

survienne Рla proportion de cho à meurs qui se tournent vers des emplois

moins qualifie  s augmentant en re Âcession Ð et soit compense  par une remonte Âe de l'e  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  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  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  nome Á nes e  conomiques de plus en plus e  tudie  s et documente  s. Plusieurs travaux re Âcents tendent en effet a Á de  montrer l'existence d'un biais technologique de Âfavorable a Á l'emploi des moins qualifie  s (introduction de l'informatique, moyens nouveaux de te Âle  communications... ; voir, par exemple, Autor 1998).

et al.

, 1998 ; Berman

et al.

, 1998 ; Machin et Van Reenen,

La litte  rature e  conomique reste en revanche partage Âe sur la pertinence du phe  nome Á ne de de  qualification comme explication de la hausse

tendancielle

du

taux de cho à mage relatif des travailleurs faiblement qualifie Âs. L'enjeu de cette question a e  te  rappele  en introduction : la nature des politiques d'emploi est diffe Ârente selon que l'on interpre Áte le cho à mage des peu qualifie Âs comme la conse  quence d'une pe Ânurie ge Âne  ralise  e d'emplois accompagne  e d'un processus d'e  viction ou comme un proble Áme d'inade  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  e dans une

perspective de long terme

. Voyons pourquoi.

Me à me si le progre Á s technique semble favoriser le de Âveloppement d'emplois en haut de l'e  chelle des qualifications, il n'est pas exclu que le marche  du travail belge et wallon ait e Âte  caracte  rise  au cours de ces vingt dernie Áres anne  es par une pe  nurie

geÂneÂraliseÂe

d'emplois lie Âe a Á une insuffisance de la demande et a Á une

rigidite  des salaires a Á la baisse pour les emplois qualifie Âs

et

peu qualifie  s. Dans un

contexte de de Âficit structurel en postes de travail, il est probable que les cho à meurs qualifie  s, qui ne trouvaient pas d'emploi correspondant a Á leur formation, se soient tourne  s vers des emplois moins qualifie Âs, condamnant les individus faiblement qualifie  s au cho à mage ou a Á l'inactivite  . 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 à ts personnels, ils vont progressivement chercher a Á ajuster les ta Ãches demande Âes a Á la

236

 qualification en cascade ou inade  quation des qualifications en Belgique ? De

lumie Á re des compe Âtences effectives des personnes recrute Âes (sans ne  cessairement Á ajuster leurs salaires) ou choisir d'autres modes d'organisation et de production. A long terme, le processus de de  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  riode (voir Acemoglu, 1998, 1999 ; Beaudry et Green, 1998 ; Gautier, 1999). Me à me si son diagnostic est diffe Ârent, les conse  quences du phe  nome Á ne de de  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  quation structurelle des qualifications. La re Âduction tendancielle de la demande en main-d'úuvre peu qualifie  e et la rigidite  du cou Á la baisse) demeure à 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 à le assigne  aux politiques d'emploi est de Ás lors de pre  server des potentiels d'emplois a Á niveaux de qualification relativement moins e Âleve  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  s de conception de ces politiques, voir Van der Linden, 1997 ; Cockx et Dejemeppe, 1998 ; Sneessens

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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, Universite 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

REÂSUME 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 eÂleve 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  conome  triques pour l'approcher « en tant que tel » ? Telle est la question qu'un psychologue, double  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  finition, comme sa mesure, suppose en effet de s'inte  resser aux individus et a Á leurs compe Âtences, avant me Ãme d'en de  crire les avantages ou les handicaps e Âconomiques. Dit autrement, le capital humain ne peut se re  sumer a Á une variable dans une e Âquation de re  gression, il doit correspondre a Á une certaine re Âalite  si on souhaite le traiter comme un objet d'e Âtude a Á part entie Á re

183

.

Les e  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  tences constituent une approche essentielle de ce qui permet de transformer un « plus de formation » en capital. L'actualite  de ce texte est d'autant plus grande en Belgique que la Re Âgion wallonne, sollicite  e, vient de de Âcider de participer a Á une e  tude internationale de grande ampleur qui vise a Á e  valuer les compe Âtences re Âelles des sujets adultes dans 184  tude internationale sur la litte et les une perspective internationale (E Âracie

183

Nous ne nous arre à terons pas sur les critiques qui font du capital humain une sorte de de Âgradation de l'Homme,

rabaisse  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  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  Рet non spe  cialiste de l'e  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  racie ou litte Âratie : « Compe  tences minimales en lecture et en calcul qu'un individu doit maõÃtriser pour

de  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  tences pour la vie chez les adultes, ALL). L'expose  qui va suivre s'inspire naturellement de la situation belge francophone, mais peut tre Ás facilement e Ãtre adapte  a Á d'autres contextes.

2. LE CAPITAL HUMAIN : DE QUOI S'AGIT-IL ? La volonte  de mesurer le capital humain conduit a Á s'interroger sur l'utilite  me à me du concept, avant d'envisager sa re Âalite  comme objet d'e Âtude scientifique puis, e  ventuellement, de se pencher sur sa quantification. Cette approche n'a rien d'originale, elle peut parfaitement e Ãtre adopte  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  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  sous la responsabilite  du secre  tariat ge  ne  ral de l'OCDE (CERI, 1998) et consacre  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 à 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  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'efficacite 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  d'Amsterdam, a Á de  finir de manie Áre humoristique

242

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

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'activite eÂconomique. Bien que le concept de capital humain soit utilise  depuis tre Ás longtemps puisque Sweetland (1996) fait re Âfe  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  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  de capital humain » et « effets e Âconomiques » est, lui aussi, trop souvent postule Â, plus que de  montre  . Cela provient sans doute du manque de donne  es, mais aussi, du caracte Áre peu pre  cis du concept. Et, si l'on veut lui e  viter la boutade attribue Âe a Á Alfred Binet a Á propos de l'intelligence, de Âfinie comme le re  sultat de ce que son test mesure, il importe de cerner, en le de Âfinissant pre  cise  ment, cet objet d'e Âtude potentiel. Tout comme l'intelligence, le capital humain ne peut e Ãtre approche  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  rives que celles qu'a connu son aõÃne Âe (Gould, 1983). Le capital humain peut naturellement e Ãtre de  fini relativement simplement en tenant en compte le cou  de la formation de chacun. Malheuà 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  le  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  par les connaissances, qualifications, compe Âtences et autres qualite Âs posse Âde  es par un individu et inte Âressant l'activite  e  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  . Il peut croõÃtre, se re  duire ou devenir inutile. Il subit diffe Ârentes influences et provient de diffe Ârentes origines, notamment, mais pas seulement, d'un apprentissage organise  sous la forme de l'e Âducation et de la formation. Les quatre e  le  ments (connaissances, qualifications, compe Âtences et autres qualite  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  tences, voire d'autres qualite Âs. Ces autres qualite  s semblent, au fil du texte, recouvrir des concepts comme la motivation ou des aptitudes ge  ne  rales. Tout cela peut s'acque Ârir (ou se perdre) a Á l'e  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  re à 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  rence (CERI, 1998,

la capacite des entreprises et d'autres organisations aÁ devenir des organisations apprenantes et aÁ leur volonte 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  tale en tenant compte des retombe Âes positives indirectes des syste Ámes d'enseignement sur la socie Âte  dans son ensemble, notamment en termes d'accroissement des revenus des ge Âne  rations futures, place Âes dans un environnement social plus favorable, un accroissement de la mobilite Â, une stabilite  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  a Á pre  ciser

ce que peuvent e Ãtre les compe Âtences sur lesquelles sont ba Ãties la plupart des de  finitions du capital humain

185

. Dans ce contexte, Weinert (1999) propose, face

a Á l'impossibilite  de trouver une de Âfinition consensuelle du terme compe Âtence, de 185

http://www.statistik.admin.ch/stat_ch/ber15/deseco/.

244

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

une disposition aÁ l'action aÁ la fois mobilisable selon les besoins, apprise et de nature cognitive.

conside  rer qu'il s'agit d'

Cette de  finition est tre Ás proche de celle

adopte  e, en Communaute  franc Ë aise de Belgique, par le de Âcret « Missions » (article 5)

186

.

2.3 Et donc... difficile aÁ mesurer En e  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  es de formation initiale ne mesure pas de manie Áre ade  quate le de  veloppement des compe  tences ne  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  hension et des typologies nouvelles, assorties d'indicateurs et re Âpondant au caracte Á re diversifie  et dynamique du capital humain. Cette approche doit tenir compte de l'expe  rience acquise par les individus a Á travers le temps et dans diffe  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  mune  ration dont be Âne  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  tences des sujets. La premie Áre approche consiste a Á utiliser les certifications formelles (diplo à mes et titres obtenus au sein du syste Áme classique d'enseignement). Cette solution limite Âe, rejete  e comme moyen d'identifier comple Átement le stock de compe  tences de chaque individu, n'est pourtant pas aise Âe techniquement. Elle pose de nombreuses questions aux syste Ámes qui pro à 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  enne, 1995). Une autre voie, particulie Árement cou Âressante à teuse, mais plus inte est ouverte par les e Âtudes directes, a Á travers tests et enque Ãtes, d'e  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  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  le 1997-09-23. Il existe dans le domaine des compe Âtences scolaires une tre Ás large litte  rature et un vocabulaire extre à mement riche et peu unifie Â, ce qui est l'indice d'un domaine encore tre Ás mouvant. Nous avons tente  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).

 le Á ves : une ta à 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 à t encore peu marque  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  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  cole, en Belgique, est bien peu normalise Âe, pour ne pas dire pas normalise Âe Á du tout. A un titre donne  ne correspond pas une de Âfinition claire de ce que savent ou savent faire les e Âle Á ves ou les e  tudiants. La liberte  sur laquelle est ba à ti le syste Á me d'enseignement, fruit principal des luttes scolaires entre cle Âricaux et anticle  ricaux, conduit le syste Áme a Á n'e à tre pilote  par personne et, bien que le Ministre soit suppose  contro à ler le niveau des e  tudes, ce contro à le reste encore confine  dans le domaine du vúu pieux ou de la the  orie la plus abstraite. Ce n'est qu'en 1997, comme le pre Âcise un document diffuse  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.

 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  de l'enseignement secondaire (Communaute  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 eÂte 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  tence en litte  racie des adultes. Or, comme le rappelle le

, une e  valuation pre  alable est indispensable avant toute ame Âlioration

de la situation....

.

246

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

seignement secondaire (Communaute  franc Ëaise de Belgique, 1999b, 1999c et 188

2000)

.

En de  pit de l'avance  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  canisme ope  rationnel n'est pre Âvu pour assurer un niveau identique et ave Âre  de compe  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  locale, c'est-a Á -dire de celle de chaque enseignant ou de chaque e Âquipe e  ducative, me à me s'il existe diffe Ârentes formes d'examens regroupant les e Âle Á ves de plusieurs e  tablissements face a Á une e  preuve commune (examens cantonaux, interdioce Âsains

dans la plupart des pays, le certificat de l'enseignement secondaire supeÂrieur geÂneÂral est deÂlivre aÁ la suite d'un examen externe standardise ou avec un controÃle externe des examens ou communaux). Alors que,

(Unite  europe  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 à me, lorsqu'il s'agit par exemple de de Âcider quels e  tudiants pourront poursuivre leurs e  tudes de me  decine au-dela Á des candidatures, sur la base d'un syste Áme de quotas impose  par le Fe  de  ral, la de  cision reste locale, c'est-a Á-dire du domaine de compe  tence des jurys des diffe Ârentes institutions universitaires. Une homologation formelle des diplo à mes, maintenue en vigueur pour assurer un contro à le du processus a Á partir des documents scolaires re Âclame Âs a Á des e  chantillons d'e Âle Á ves, comme un syste Áme d'inspection base  sur les visites de classe et le contro à le des processus et non des re Âsultats scolaires, comple Átent le paysage. Les recours potentiels, institue Âs par le de  cret « Missions », et une forme tre Á s souple et indicative d'e Âvaluations externes organise Âes, de loin en loin, apre Ás ne  gociation entre chercheurs, administration et repre Âsentants des re Âseaux d'enseignement, fournissent des informations ge Âne  rales sur le syste Áme et doivent, the  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  coles. En fonction des moyens budge Âtaires disponibles et de Âpendant de plusieurs directions d'administration diffe Ârentes et des compe  tences ministe  rielles re Âparties selon la ge Âome  trie de la coalition au pouvoir, la participation a Á des e  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 à tre remis en cause par un arre Ãt de la Cour d'Arbitrage, sur la base d'un recours (e Âcole

Steiner). Cette me à me me  saventure e Âtait arrive Âe a Á la Communaute  flamande (arre à t du 18 de  cembre 1996) au motif qu'il e  tait porte  atteinte a Á la liberte  d'enseignement telle que de Âfinie dans la Constitution.

 le Á ves : une ta à che complexe Mesurer les acquis scolaires des e

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  cideurs, plus directement inte Âresse  s par l'imme  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  tudes internationales, comme la (

) mene  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  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  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  lors de chaque campagne. Apre Ás avoir pre  cise  cet aspect essentiel, des usages de Ârive  s peuvent e à tre re  alise Âs : e  tudes des disparite  s entre pays, entre e Âtablissements scolaires au sein d'un me Ãme syste Á me e  ducatif... Des tentatives d'explication, base Âes sur les variables contextuelles re  colte  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  tudes ( l'e  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  ciser la porte  e des conclusions de manie Áre a Á e  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 à te  de ces e  tudes internationales, des analyses nationales sont aussi entreprises. Elles comple Átent les informations disponibles, mais posent les me Ãmes questions me  thodologiques quant a Á la de  finition de ce qui est mesure Â.

Service geÂneÂral de l'informatique et des statistiques de la Communaute francËaise Les statistiques publie  es par le

, re  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  franc Ë aise (2001) et Monseur et Demeuse (1998b).

248

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

statisticien et souvent prive  d'informaticien, sont disponibles avec un retard de plusieurs anne Âes, alors que la Communaute  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  lie  au registre national et permettant le contro à le de l'obligation scolaire. Le manque d'inte  re à t apparent pour le pilotage du syste Áme ou, du moins, pour la description de

: Au milieu des anneÂes 1970, du coÃte 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 exploite : la fonction du service est de produire des statistiques et des chiffres; un service charge de l'interpreÂtation de ces chiffres, qui en deÂduirait des implications ou des conseÂquences politiques, n'est pas preÂvu et al. Service de Pro 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  par Minten

, 1996, p. 9). Du co à te Â

francophone, les textes de Marion Coulon (1966), directeur du

, dont on connaõÃt la ve  he  mence, te Âmoignent a Á la fois du manque d'outil

de  ja Á signale  et de perspectives claires. Re Âcemment, cette habitude de la gestion au

coup par coup a ne Âcessite  , par exemple, la mise en úuvre, en urgence, d'une cellule spe  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  s. Le rapport et les questions des examinateurs de l'OCDE (1991, pp. 101-105) avaient de Âja Á stigmatise  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 qualite treÁs variable

Le syste Á me e  ducatif belge offre peu de points de comparaison entre les re  sultats des e  le Á ves et les objectifs du syste Á me. Dit simplement, un e Âle Á ve qui re  ussit sa cinquie Á me anne  e d'enseignement primaire n'a pas ne Âcessairement plus de « compe  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  e. Cela conduit les e Âcoles a Á e à tre fre  quente  es par des publics diffe Ârents. A 190

Le nume  ro double (5 & 6) des

Cahiers du Service de PeÂdagogie expeÂrimentale

de l'Universite  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  ressant de noter que la cellule en charge du comptage des e Âle Á ves est totalement constitue  e en dehors du service des statistiques de la Communaute  franc Ë aise.

 le Á ves : une ta à che complexe Mesurer les acquis scolaires des e

249

l'inte  rieur de l'e Âcole, les e  le Á ves pre  sentent alors de nombreuses similitudes acade  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  tablissements relativement diffe Ârents les uns des autres, et accroõÃtre l'effet de se Âgre  gation, s'il n'existe pas de me Âcanismes de contro à le de la qualite Â. Cette re  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 à me (Monseur et Demeuse, 1998a). Les examens nationaux ne constituent malheureusement pas une panace Âe et ne pre  munissent pas contre tous les proble Ámes. Ainsi, en France, les re Âsultats au baccalaure  at semblent s'ame  liorer alors qu'il s'agit en fait d'un phe Ânome Á ne plus complexe. Le baccalaure  at permet d'acce  der aux universite  s, aux grandes e Âcoles et aux instituts universitaires de technologie. La structure de cette e Âpreuve a peu change  depuis son introduction par Napole Âon (Colomb, 1995). Cependant, en 1951, moins de 10 % du groupe d'a Ãge e  taient rec Ë us. En 1997, 61,5 % d'une

Depuis 1985, la proportion de bacheliers par geÂneÂration a plus que double en gagnant plus de 30 points de 29,4% aÁ 61,5%. Pour un tiers environ, ce gain est duà 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 moitie 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  ne  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  rieure ou universite  . Pour ge Ârer la masse d'e  tudiants qui se pre Âsentent a Á leurs portes, certaines universite  s, dont la majorite  en re  gion parisienne, organisent leur propre se Âlection base  e, en ge  ne  ral, sur la mention obtenue au bac (Colomb, 1995). Ce constat concerne e Âgalement d'autres pays europe  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 à me  s de

l'enseignement secondaire supe Ârieur, a tre Á s re  cemment restreint, sous la pression du puissant lobby me Âdical, l'acce Á s aux e  tudes de me  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  server le volume des remboursements consentis par la se Âcurite  sociale que devaient se partager un nombre croissant de praticiens. Cette limitation est d'autant plus inte Âressante a Á e  tudier qu'elle est mene  e par les autorite  s des entite  s fe  de  re  es responsables de l'e  ducation (c'est-a Á -dire les Communaute Âs) alors que les proble Á mes de se  curite  sociale sont de la responsabilite  du gouvernement fe  de  ral. Les deux communaute Âs qui organisent un enseignement universitaire ont d'ailleurs adopte  deux solutions diffe Ârentes : la Communaute  flamande, un

numerus clausus

a Á l'entre  e, la Communaute  franc Ë aise, une sorte de concours qui dure pendant

les trois premie Á res anne  es d'e  tude. Ce contingentement, unique jusqu'ici en Belgique, est d'autant plus remarquable qu'il est destine  a Á limiter l'acce Ás a Á une profession dite

libeÂrale

. Il ne semble par ailleurs pas affecter,

ne  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

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

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 majorite des bacheliers geÂneÂraux entament ainsi des longues eÂtudes aÁ l'universite 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  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  cifiques (mathe  matiques, sciences naturelles...), mais aussi des connaissances ge Âne  rales (culture ge Âne  rale). Certains e Âtablissements vont me Ãme jusqu'a Á attribuer des pe  nalite  s en fonction du parcours scolaire ante Ârieur, par exemple aux e Âtudiants qui ont redouble  une anne  e d'e  tude, a Á notes scolaires et re Âsultats au concours identiques. Les finalite  s assigne  es aux e  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  es sur la base de leur capacite  a Á diffe  rencier les individus. Des questions, conside Âre  es comme fondamentales et qui ont fait l'objet d'un bon enseignement, sont e Âlimine  es car elles sont re  ussies par la majorite  des e  le Á ves. Ces e  preuves normatives finissent par mesurer des savoirs et savoir-faire pour une partie seulement des e Âle Á ves et, par conse  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  e par Bourdieu Ð que des e Âpreuves crite  rie  es, c'est-a Á -dire construites a Á partir des objectifs re Âellement poursuivis par le syste Á me e  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  s entre e Âle Á ves et des me  canismes plus ou moins efficaces d'enseignement, pluto à t que d'examiner si les objectifs de chaque syste Á me ont e  te  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  ducatifs et

leur relative efficacite Â. Dans ce type d'e Âtudes, chaque syste Áme e  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  e de l'ensemble des programmes nationaux d'enseignement. Dans ce cadre, un syste Áme e  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  tude tre Á s approfondie des curriculums nationaux, d'autres s'attachent pluto Ãt a Á de  finir un concept particulier et a Á l'ope  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).

 le Á ves : une ta à che complexe Mesurer les acquis scolaires des e

251

L'annexe statistique en fin de volume pre Âsente l'e  volution des re  sultats de la Belgique et de la Communaute  franc Ë aise lors d'e  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  preuves identiques pluto à 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  ralement en recul relatif (Monseur & Demeuse, 1998b, Direction des Relations internationales de la Communaute  franc Ë aise, 2001). Nos e Âle Á ves du premier cycle de l'enseignement secondaire se sont par exemple classe  en 36

e

position, juste avant les pays en de Âveloppement et derrie Áre tous les pays

industrialise  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 à 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  des formations offertes.

3.4 Des parcours scolaires difficiles aÁ eÂtudier en dehors des recensements

Les donne  es des recensements de Âcennaux constituent une source unique, notamment en raison de la grande quantite  d'informations acquises a Á propos de chaque individu et du caracte Á re en principe exhaustif de la collecte. De plus, certaines donne  es ne sont disponibles que dans ce cadre (qualite  des logements, diplo à mes et parcours scolaires de la population re Âsidant en Belgique...). Les donne  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 à 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 à t qu'a Á partir des individus eux-me à mes ou avoir recours a Á des e  tudes sur e  chantillons, comme les panels et

EnqueÃte sur les forces de travail Statistique europeÂennes l'

Institut nationale de Office statistique des CommunauteÂs

(EFT) re  alise  e par l'

, en Belgique, et coordonne Âe par l'

(Eurostat) au niveau europe Âen. Le recensement constitue cependant,

jusqu'a Á pre  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 à mes obtenus, a Á

252

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

chaque e Âtape de la scolarite Â, sur la base des de Âclarations des re Âpondants (Mainguet & Demeuse, 1998 ; Demeuse & Mainguet, 2000). Malgre  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  , au niveau secondaire, puis dans l'enseignement supe Ârieur, passent des filie Áres les plus valorise  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  a d'ailleurs confirme  cet e  tat de fait puisqu'a Á partir de la premie Á re anne  e B de l'enseignement secondaire (dite aussi

1re accueil

), on acce Á de directement a Á la

deuxie Á me anne  e d'enseignement secondaire professionnel (2P), mais pas a Á la deuxie Á me anne  e d'enseignement ge Âne  ral. Il existe toujours bien une hie Ârarchie de prestige entre les filie Áres. On rencontre des parcours

descendants

(de l'ensei-

gnement ge  ne  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  ral), bien que des solutions existent, au moins sur le papier, pour « remonter le courant ». L'obtention d'un diplo à me de l'enseignement supe Ârieur, plus particulie Á rement universitaire, reste tre Ás de  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, instaure pour reÂpondre aÁ de reÂels besoins de la socieÂte 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  ducatif en apparence tre Ás ouvert en termes de choix et de re Âorientation, reste tre Ás de  terministe. Le maintien dans la me à 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  es, il n'en reste pas moins que les donne  es recueillies en 1991 permettent de montrer qu'il n'existe pas de 192

Il n'existe pas, en Belgique, d'inventaire des diplo à mes de  livre  s. La modification des recensements ge Âne  raux

pre  voit l'utilisation de bases de donne Âes administratives apre Ás l'enque à te socio-e  conomique d'octobre 2001 (Census 2001, http://statbel.fgov.be/census/home_fr.htm) de manie Áre a Á pouvoir disposer des donne  es relatives aux qualifications formelles. Cet aspect ne Âcessite notamment la conclusion d'accords de coope Âration entre entite  s fe  de  re  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 à ge des 35-64 ans et celui des 25-34 ans, qu'il s'agisse des femmes ou des hommes. Les probabilite  s d'avoir un diplo à me universitaire, par exemple au de Âpart d'un diplo à me secondaire infe Ârieur professionnel ou ge Âne  ral reste tre Ás diffe  rente, quel que soit le sexe ou le groupe d'a Ãge conside  re  . 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 à me de l'enseignement secondaire infe Ârieur ge  ne  ral, a obtenu un diplo à me universitaire, contre moins d'un pour cent des de Âtenteurs d'un diplo à 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 à me de l'enseignement secondaire infe Ârieur ge  ne  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 à me de l'enseignement supe Ârieur de type court ou universitaire. Pour les autres conditions initiales, les probabilite Âs relatives des deux ge  ne  rations sont semblables (Demeuse & Mainguet, 2000). Les donne  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  ne  ral vers l'enseignement technique et professionnel. C'est l'enseignement ge  ne  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  es sur cette base sans aucun cou  a Á l'acquisition de donne Âes. à t particulier lie C'est d'ailleurs dans cette perspective que travaillent les responsables du recensement, espe  rant pouvoir compter sur la collaboration des entite Âs fe  de  re  es pour e  viter de recourir a Á des prises d'information inutiles. La limite principale de la base de donne  es de la carte e Âle Á ve, pourtant particulie Á rement riche, re  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  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 à tre rendue disponible sans grand surcou à t puisqu'elle existe, pour la Communaute  franc Ë aise, dans deux autres banques de donne Âes, l'une pour le supe  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 à mes proble Ámes que celles qui reposent sur l'usage des niveaux ou des notes scolaires a Á l'inte  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

Ãte noire » ? Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans la « boõ

les compe  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 à 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  dire le passe Â, comme certains en accusent fort se Âve Á rement nos colle Águes e  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  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  ducation formelle, aux diplo à mes de  livre  s et aux parcours re  alise  s dans le syste Áme d'instruction, plusieurs sources d'informations sont disponibles ou pourraient l'e Ãtre a Á faible cou  tences à t, mais il est difficile, sinon impossible, de connaõÃtre les compe re  ellement maõÃtrise  es par les de Âtenteurs de tel ou tel diplo à me. Le syste Á me luime à me pourrait aise  ment fournir des informations extre Ãmement riches, notamment gra à ce a Á la carte e  le Á ve, moyennant quelques comple Âments et une organisation plus approfondie des donne Âes re  sultant d'une meilleure collaboration entre les diffe Ârents services concerne  s, y compris au sein de chaque administration (commuÁ ce niveau, la Communaute naute  s, re  gions et administrations fe Âde  rales). A  franc Ë aise pourrait se doter d'un outil statistique performant et lui imposer des missions le  gales. La cre  ation d'un conseil de la statistique, comparable a Á celui qui existe au niveau fe  de  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  . La cre  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  ralise  qui pre Âvaut aujourd'hui a Á la fois par manque de compe  tence, de volonte  , d'inte  re à 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  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  cessite  de collectes spe Âcifiques. Á co A à te  des informations sur les flux et les diplo à mes, il importe aussi de pouvoir identifier les compe Âtences re Âelles des sujets adultes. Pour cela, il faut ame  liorer la de Âfinition et la certification des compe Âtences au sein du syste Á me e  ducatif lui-me Ãme. Certaines de  cisions prises depuis quelques anne Âes vont dans cette direction, me à me si d'un point de vue concret, le syste Áme reste encore tre Ás peu cohe  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  tences ave  re  es. Ce genre d'entreprise gagne a Á e à tre mene  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  rir des informations comparables, correspondant a Á une analyse robuste du proble Áme. Il serait regrettable que la Belgique et ses entite Âs fe  de  re  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  es statistiques produites par le syste Áme scolaire luime à me pourrait e Ãtre enrichies, notamment par l'adjonction de re Âsultats d'enque à tes re  alise  es dans les e  coles a Á l'occasion, par exemple, des e Âtudes internationales ou des travaux des e Âquipes qui re Âalisent des e  valuations a Á la demande du Gouvernement de la Communaute  franc Ë aise. Ce genre de travail ne constituerait pas une augmentation importante du cou à 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  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 à tre confie  a Á un service de recherche universitaire ou une agence des statistiques, si le travail s'effectue a Á partir de cle  s rendues anonymes. Ces informations pourraient alors alimenter les organes charge Âs du pilotage du syste Á me e  ducatif, mais aussi de la politique de formation continue, de la re Âsorption du cho à 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 à t social qu'il convient de mettre en balance : celui qui consiste a gouverner sans visibilite  au risque de ne Âgliger les plus faibles et de de Âcourager tous les autres.

256

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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, Universite catholique de Louvain Vincent DUPRIEZ

GIRSEF, Universite catholique de Louvain Vincent VANDENBERGHE

GIRSEF, Universite catholique de Louvain

260

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

REÂSUME L'eÂquite et l'efficacite 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'efficacite et, plus particulieÁrement, sur l'eÂquite de ce dernier, eÂquite entendue comme la capacite 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  et e  quite  sont des objectifs commune Âment assigne  s aux syste Á mes e  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  quite  , dans les diffe Ârents syste Á mes e  ducatifs dont se sont dote Âs les pays europe  ens. La question de l'efficacite Â, essentiellement pose  e en termes de rendement moyen

194

, a e  te  largement discute Âe et commente  e, notamment en ce qui

concerne les mauvais re  sultats de la Communaute  Wallonie-Bruxelles, au moment de la publication des re Âsultats de l'enque Ãte internationale re Âalise  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  quite  des syste Á mes scolaires. Notre hypothe Á se de de  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  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  ral pas a Á l'e  le Á ve redoublant de re  ussir mieux que s'il avait e Âte  maintenu dans sa classe. L'homoge  ne  isation du public en fonction des performances scolaires des 193

Re  alise Âe a Á l'initiative de l'IEA (l'Association internationale pour l'e Âvaluation du rendement scolaire), cette

enque à te (nomme  e TIMSS, pour

Third International Mathematics and Sciences Study

)ae  te  mene  e dans 44 pays,

aupre Á s d'e  le Á ves, a à ge  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  fini comme la somme des scores de l'ensemble des e Âle Á ves d'un pays divise  e par le

nombre d'e Âle Á ves.

Á mes e  ducatifs en Europe Organisation des syste

261

Á ce titre, on met en cause e  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  rentes filie Áres de formation (qui ont tendance a Á se  gre Âguer la population scolaire entre des e Âtablissements organisant des filie Áres re  pute  es bonnes ou mauvaises), (3) le libre choix de l'e Âtablissement qui, en cre Âant les conditions d'un « quasi-marche  » scolaire, entraõÃne une hie  rarchisation des e Âtablissements entre eux et une re  partition des e Âle Á ves en fonction de leurs performances acade Âmiques (Gewirtz

et al.

, 1995 ; Zachary et Vandenberghe, 2002).

Ces donne  es semblent indiquer un lien entre une politique de maintien de l'he  te  roge  ne  ite  des e  le Á ves au sein des classes et des e Âtablissements et une e Âquite  plus grande du syste Á me scolaire. De Ás lors, en extrapolant ces e Âle  ments, on peut e  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  quitables que les pays qui optent pour une diffe Ârenciation pre  coce des filie Á res de formation. Apre Ás une bre Á ve description de l'organisation des syste Ámes e  ducatifs en Europe, nous tentons de ve Ârifier cette hypothe Á se en utilisant les re Âsultats obtenus par les diffe  rents pays a Á l'enque à te internationale pre Âcite  e. L'objet de l'expose  est donc d'e  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  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  es ou le regroupement des e Âle Á ves au sein d'un long cursus commun s'est pose Âa Á la majorite  des pays industrialise  s dans les de  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  primaire de masse apparaõÃt comme insuffisante et, de manie Áre spontane  e ou suite a Á une prolongation de la dure  e de la scolarite  obligatoire, l'enseignement secondaire est confronte  a Á une croissance forte de sa population. La question qui se pose est de savoir comment ge  rer cet afflux de population scolaire. Selon Vaniscotte (1996), deux types de logiques ont pre Âside  a Á la de  finition des structures scolaires dans les pays europe  ens :

« L'enseignement inteÂgre est la reÂunion des trois types d'orientations

262

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

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 diffeÂrencie 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  , la situation la plus claire est celle des pays du Nord de l'Europe (Sue Áde, Danemark, Norve Áge, Finlande, Islande) qui ont opte  , suivant en cela leur longue tradition d'e Âducation populaire, pour une e  cole unique inte Âgrant le niveau primaire et le premier cycle du secondaire. Cette e  cole unique a pour spe Âcificite  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  e aux options (formes de diffe Ârenciation de la formation plus subtiles que les filie Áres) dans le cursus scolaire. Ces diffe  rentes caracte  ristiques contribuent a Á cre  er des e  tablissements et des classes dont la population est he Âte  roge Á ne en termes de performances, vu le refus d'une re Âpartition des e Âle Á ves entre filie Á res diffe  rentes, ou entre options fortes ou faibles, ou encore sous une forme atte Ânue  e, par le redoublement massif des e  le Á ves les plus faibles. Comme le rele Áve Leclercq (1993) a Á propos de la Sue Á de, l'e  cole unique dans ce pays correspond aussi a Á un choix politique qui a permis de

« faire de l'organisation de la scolarite obligatoire un moyen d'assurer l'eÂgalite 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  , on peut

observer le syste Áme scolaire allemand qui, a Á l'issue d'une bre Áve scolarite  primaire (4 anne  es dans la plupart des La Ènder) ame Áne les e  le Á ves a Á opter entre la « Hauptschule » (pre  paration a Á une formation professionnelle), la « Realschule » (proposant une formation scientifique plus solide et un diplo à 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  e comme exigeante et se Âlective). Ce dernier repre  sente bien entendu la voie privile Âgie  e pour la poursuite d'un deuxie Á me cycle ge Âne  ral de trois ans, lequel donne acce Ás a Á l'enseignement supe Ârieur et a Á l'universite  . On conside Á re ge  ne  ralement que le Luxembourg, l'Autriche et la plupart des cantons suisses ont opte  pour des structures scolaires fort proches du mode Á le allemand de diffe  renciation pre Âcoce des cursus et des lieux de formation, de Á s le de  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  gre  , mais sous une forme moins ambitieuse que dans l'e Âcole unique, on peut classer les diffe Ârents pays qui ont opte  pour un tronc commun au de Âbut de

Á mes e  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  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  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  d'apprentissage. Dans une certaine mesure, la « Comprehensive school » britannique, cre Âe  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  avec d'autres structures scolaires, les tre Ás e  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  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  e que dans le mode Ále allemand, il faut situer le cas des Pays-Bas, ge Âne  ralement qualifie  de premier cycle a Á filie Á res. Les e  le Á ves y de  butent leur enseignement secondaire (a Á 12 ans) dans des e Âtablissements qui inte Ágrent, dans la me à me implantation, diffe  rentes filie Á res de formation oriente Âes vers l'acquisition de compe Âtences ge  ne  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  e comme fort proche de celle des Pays-Bas. Jusqu'au de  but des anne  es 90, une diffe  renciation des e Âle Á ves s'ope  rait de manie Á re tre Á s nette de Ás le premier degre  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  es dans la formation ge Âne  rale. Depuis 1988, le syste Áme scolaire a e Âte  communautarise  et suit donc des logiques diffe  rentes selon les choix politiques ope Âre  s par les Communaute  s. Pour la Communaute  Wallonie-Bruxelles, les re Âformes initie  es depuis lors tendent a Á se rapprocher de la logique du tronc commun, suite a Á une forte diminution de la population oriente  e vers la filie Á re professionnelle dans les deux premie Áres anne  es du secondaire, a Á une nette diminution des options dans ces me Ãmes anne  es et a Á l'interdiction 196

de redoublement entre la premie Áre et la deuxie Á me anne  e du secondaire 195

.

Re  cemment, le Portugal a adopte  une structure unique identique a Á celle des pays nordiques. Mais cette

re  forme est poste  rieure a Á l'enque à te sur laquelle nous basons nos re Âsultats. 196

L'opportunite  de cette interdiction de redoublement entre la premie Áre et la deuxie Á me anne  e de l'enseignement

secondaire qui est actuellement en cours d'e Âvaluation par le Ministre Hazette. Les lecteurs inte Âresse  s par ce point peuvent se reporter a Á

La reÂforme de la reÂforme du premier degre : une consultation contestable Revue Nouvelle

l'initiative de 47 chercheurs en e Âducation, dans la

, septembre 2000.

publie  a Á

264

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

Ârencie  s'est traduite en deux En re  sume  , 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  galement diffe Ârentes filie Á res, mais en les inte Âgrant au sein des me Ãmes e  tablissements, ce qui, en fin de compte, n'est peut-e Ãtre pas fondamentalement  gre  , la modadiffe  rent. En revanche, dans la perspective de l'enseignement inte  lite  « 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  le Á ves parcoure ensemble les 9 anne Âes de scolarite  obligatoire, quels que soient les niveaux de compe  tences atteints par chaque enfant. La modalite  « Tronc commun » nous paraõÃt e à tre une modalite  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  derrie Á re une apparence d'enseignement inte  gre Â.

3. LES STRUCTURES SCOLAIRES PRODUISENT-ELLES UN EFFET ?

L'effet des structures scolaires sur l'e Âquite  et l'efficacite  peut e à tre e Âtudie  gra Ãce aux enque Ãtes internationales qui portent sur les acquis des e Âle Á ves dans diffe  rentes disciplines. Ces enque Ãtes, mene  es pe  riodiquement par des organismes internationaux, apportent les garanties en termes de comparabilite  des donne  es entre pays. Pour ce qui nous concerne, nous avons eu recours a Á l'enque à te TIMSS, portant sur les acquis en mathe Âmatiques et en sciences d'e Âle Á ves a Ãge  s de 13-14 ans. Sur base de cette enque Ãte, nous avons tente  d'identifier : 1) dans quelle mesure des structures organisationnelles diffe Ârentes produisent des faits empiriques contraste  s (diffe  rences de niveau entre classes plus ou moins importantes) et 2) dans quelle mesure ces me Ãmes structures favorisent une plus grande efficacite  (score moyen e Âleve  aux enque à tes internationales) et/ou une plus grande e Âquite  de re  sultats entre e Âle Á ves d'origine socioe  conomique diffe Ârente.

3.1 DiffeÂrences de niveau entre classes Blondin et Monseur (1998) ont montre  qu'il existait une forte disparite  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  s sur les re  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  e au de  but des anne Âes 90. Cette enque Ãte a e  te  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  se  lectionne  s par une proce  dure ale  atoire. Dans chaque e Âcole, tous les e Âle Á ves d'une classe, se Âlectionne Âe a Á nouveau de manie Áre ale  atoire, e  taient invite Âs a Á re  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  e, celle des e  le Á ves de 14 ans. Sur base des re Âsultats globaux de l'IEA, Blondin et Monseur ont estime  , 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  apparaõÃt de Á s lors comme le reflet de diffe  rences importantes entre les niveaux des classes dans l'ensemble de la population d'e Âle Á ves. Plus le pourcentage est e Âleve  , plus l'appartenance a Á la classe est de  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 à te  d'autres compose  es d'e  le Á ves faibles. Si par contre, le pourcentage est faible, cela signifie que l'e  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 Communaute 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

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

dans un e  tablissement donne  a moins d'importance dans le score obtenu, d'autres variables (caracte  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  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 à me type de traitement (analyse de la variance) a e Âte  re  alise  pour les scores en mathe Âmatiques obtenus, lors de l'enque Ãte TIMSS en 1995, par des e  le Á ves du grade 8, c'est-a Á-dire scolarise  s dans la huitie Áme anne  e de l'enseignement obligatoire. Les re Âsultats sont pre Âsente  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  lisme entre, d'un co à te  , un type d'organisation du syste Áme e  ducatif et, de l'autre, l'importance de l'appartenance a Á une classe particulie Á re dans les scores re Âalise  s par les e  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 Communaute flamande Communaute 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%

Les structures scolaires produisent-elles un effet ?

267

Il convient cependant de rester prudent dans l'interpre Âtation de ces re  sultats. En effet, a Á ce stade de l'analyse, les diffe Ârences apparues dans le degre  d'he  te  roge  ne  ite  des classes ne permettent pas de conclure que les pays ayant opte  pour une logique de tronc commun sont plus e Âquitables. En effet, le groupement des e  le Á ves en fonction de leurs aptitudes, ope Âre  dans les pays ale  maniques, pourrait avoir pour but de rassembler les plus faibles afin de leur octroyer des moyens supple  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  tudier le lien entre origine socioe Âconomique des e Âle Á ves et scores obtenus.

3.2 Origine socioeÂconomique et eÂquite L'enque à 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  le Á ves re  alise  es a Á ce jour. Les e Âle Á ves ont e  te  teste  s sur leurs compe  tences en mathe  matiques et en sciences et, en paralle Ále, les enque à teurs ont re  colte  nombre d'informations sur les enseignants, les ressources et le mode de fonctionnement de l'e  cole ainsi que son contexte. TIMSS contient e Âgalement des informations sur le profil socioe  conomique des e Âle Á ves. Ce sont ces informations que nous avons utilise  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  , sur base de l'enque Ãte de l'IEA, le niveau d'e Âtude des parents et le score moyen, en mathe  matiques, de la classe dans laquelle se trouve scolarise  l'e  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  tude des parents est infe Ârieur a Á la moyenne, a Á co à te  de classes pre  sentant un score moyen e Âleve  et regroupant en outre des e Âle Á ves dont le niveau d'e Âtude des parents est e  leve  . 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  renciation pre Âcoce que nous avons identifie  s (Allemagne, Suisse, Autriche). Ce re  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  renciation entre filie Áre de Á la diffe formation est plus pre Âcoce.

268

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

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  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  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  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  flexion, il est probable que la possession de certains objets soit fortement corre Âle  e au revenu ou

Les structures scolaires produisent-elles un effet ?

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  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  sence d'un ordinateur, d'un bureau, d'un dictionnaire, d'une calculatrice au domicile

197

. Toutes ces variables ont e Âte  standardise  es et agre Âge  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  s ici signifient que nous postulons une e  chelle socioe Âconomique internationale sur laquelle nous situons l'ensemble des e  le Á ves pre  sents dans l'e Âchantillon

198

. Notons enfin que toutes les re Âgressions

ope  re  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  rer que les intercepts que nous estimons

cf.

(

figures 2 et 3 ci-dessous) capturent des diffe Ârentiels d'efficacite  (score moyen

escompte  ) pour un niveau de l'indice PSE e Âgal a Á la moyenne internationale. 3.2.3

Mesure simultaneÂe de l'efficacite et de l'eÂquite 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  (score moyen en mathe Âmatiques

200

) et l'e  quite  (en

fonction de l'origine socioe Âconomique des e Âle Á ves). Conside  rons a priori, pour un pays donne Â, la relation entre la variable de pre  diction de la performance scolaire par excellence (

i.e.

le profil socioe  cono-

mique d'un e  le Á ve (PSE ci-apre Ás)) et son score effectif au terme de l'e Âpreuve standardise  e en mathe  matiques. Supposons que nous ayons « centre  » 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  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  te  standardise  es globalement pour l'ensemble des pays repris dans l'analyse. 199

La moyenne ge Âne  rale obtenue par un pays sera ici conside Âre  e comme un indicateur d'efficacite  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  der aux comparaisons internationales. Non seulement ces variables permettent des comparaisons interpays, mais elles tiennent e Âgalement compte de la difficulte  de chaque item soumis a Á l'e  tudiant et de la difficulte  relative des items selon les pays. Pour plus de de Âtails, le lecteur est invite  a Á consulter TIMSS (1997).

270

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

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 Efficacite et ineÂquite comme sensibilite au profil socioeÂconomique (PSE) des eÂleÁves PSE en lui soustrayant la valeur moyenne internationale pour tout e Âle Á ve pre  sent dans l'e  chantillon. Nous re Âfe  rant a Á la figure 13.2, nous pouvons repre Âsenter le score 201

de l'e  le Á ve comme une fonction du PSE « centre »

a

. Cette relation pre  sente deux

b

parame Á tres inte  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  tait e  gale a Á la moyenne internationale. La pente ( ) quant a Á elle renseigne la sensibilite  du score lorsque l'on se de Âplace le long de l'e Âchelle mesurant le profil socioe  conomique des e Âle Á ves (PSE). Conside  rons maintenant le cas de deux pays hypothe Âtiques (

jˆ

;

1 2) repre Â-

sente  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 à lant pour le PSE, le pays 1 a un score moyen attendu infe  rieur au pays 2, ce qui se refle Áte au niveau des valeurs relatives des intercepts (

a

1


2 ).

On dira dans ce cas que le pays 2 est plus « efficace » que le

pays 1 au sens ou  rise un e  le Á ve dont le PSE est e Âgal a Á la Á le score moyen qui caracte moyenne internationale est plus e Âleve  , sans que l'on puisse y voir l'effet d'un diffe  rentiel de profil socioe  conomique moyen entre les pays. 201

Pour une pre  sentation analytique des relations estime Âes, voir Vandenberghe et Zachary (2000).

271

Les structures scolaires produisent-elles un effet ?

505 504

b2

503

b1

502

Score

501 500 499

a2

498

a1

497 496 495 –6

–4

–2

0

2

4

6

PSE

Figure 13.3 Efficacite et ineÂquite comme sensibilite au profil socioeÂconomique (PSE) des eÂleÁves. Le cas de deux pays

La seconde diffe Ârence dans l'exemple de la figure 13.3 concerne les pentes des droites. La pente est plus forte dans le cas du pays 1 que dans le cas du pays 2

b

(

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  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  le Á ves en termes d'acquis en mathe Âmatiques est plus de Âpendante de leur origine socioe  conomique.

3.2.4

Estimation et comparaison des indices d'efficacite et d'eÂquite des systeÁmes eÂducatifs de diffeÂrents pays europeÂens Nous avons estime  les re  sultats des e  le Á ves des pays pour lesquels nous

disposions des donne  es par re  gression line Âaire en fonction de la variable d'indice socioe  conomique (tableau 13.3). L'intercept (Int.) repre Âsente le score moyen qu'aurait obtenu, dans le pays conside Âre  , un e  le Á ve ayant un indice socioe Âconomique e  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  moyenne du syste Á me e Âducatif conside  re Â.

272

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

Tableau 13.3 ReÂsultats au volet matheÂmatiques de l'enqueÃte de l'IEA examineÂs en termes d'efficacite et d'eÂquiteÂ

Grade 6a

Pays NorveÁge (N) SueÁde (S) Communaute flamande (BFl) Communaute 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  a Á l'indice socioe Âconomique (PSE) indique comment varie le score estime  d'un e  le Á ve s'il monte ou descend d'un e Âcart-type dans son statut socioe  conomique par rapport a Á la moyenne. Ce coefficient est donc un indicateur de la sensibilite  du score de l'e  le Á ve au statut socioe  conomique. Plus il est e  leve  , 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 à le pour le sexe et l'a à ge de l'e  le Á ve, la taille de l'e Âtablissement scolaire et le taux d'encadrement. En vue de tester notre hypothe Áse de de  part, nous avons se Âlectionne  7 pays europe  ens contraste  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  (France, Communaute  Wallonie-Bruxelles et Communaute  flamande de Belgique). La figure 13.4 situe les diffe Ârents pays en fonction d'une dimension d'efficacite  (score moyen obtenu a Á l'enque à te, repre  sente  en abscisse) et d'un coefficient d'ine  quite  socioe  conomique (pre Âsente  en ordonne  e). Un pays qui serait a Á la fois Á tre Á s efficace et tre Ás e  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  dans le coin supe  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  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.

Les structures scolaires produisent-elles un effet ?

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 Degre d'efficacite et d'ineÂquite de plusieurs pays europeÂens (aÁ partir des reÂsultats en matheÂmatiques, TIMSS 1995)

Un constat ge Âne  ral est a Á noter de prime abord : a Á une exception pre Ás (la France), l'indice d'ine Âquite  augmente dans tous les pays quand on passe d'une anne  e scolaire a Á la suivante. Le score obtenu de Âpend donc davantage de l'origine socioe  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  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  (axe vertical), trois groupes de pays peuvent e Ãtre identifie  s en fonction de leur situation dans le graphe et du grade conside Âre  . 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 à t dans le haut (moins e Âquitables). Les tendances sont moins nettes pour la France et la Belgique. On observe e  galement que davantage d'efficacite  ne va pas ne  cessairement de pair avec moins d'e Âquite  . 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  s ici, a Á la fois efficace et e Âquitable. 202

Il serait inte  ressant d'investiguer plus en de Âtail les caracte  ristiques du syste Á me allemand ou  rences de Á les diffe

niveau entre classes sont tre Ás importantes, alors que le degre  d'ine  quite  est moins prononce  qu'en Suisse.

274

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

Ces re  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  le Á ves de provenances socioe Âconomiques varie Âes, me à me si d'autres e Âle  ments entrent en ligne de compte et qu'il faudrait approfondir l'analyse afin de les identifier plus pre  cise  ment. Sans tenir compte ici de la performance en terme d'efficacite Â, nous mettons en e  vidence un lien entre le maintien d'une structure indiffe Ârencie Âe longue et une plus grande e Âquite  du syste Á me face a Á des e  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  tail leurs caracte  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  ou de l'e  quite Â) des syste Ámes e  ducatifs francophone et ne  erlandophone de Belgique sont sources d'interrogation et re Âclament un approfondissement de l'analyse. A priori, plusieurs e Âle  ments explicatifs peuvent e Ãtre avance  s. (1) Il convient tout d'abord de se tourner du co à te  de la divergence des structures qui s'est ope Âre  e entre ces deux syste Ámes depuis la communautarisation de l'enseignement en 1988. (2) On connaõÃt e Âgalement les diffe  rences qui existent, en termes de taux de retard scolaire entre les deux Communaute Âs du pays, ceux-ci e  tant plus importants du co à te  francophone. (3) Par ailleurs, ainsi que le soulignent Demeuse et Monseur (1999), les comportements des parents et des e Âle Á ves se diffe  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  ral avant d'e à tre « rele  gue  s » dans les autres filie Áres. Le contexte socioe  conomique pre  sent dans les deux Communaute  s peut aussi jouer un ro à le explicatif a Á ce sujet. (4) On peut e  galement citer, comme e Âle  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  e en Belgique aux autorite Âs e  ducatives et la pre Âgnance plus grande en Flandre de l'enseignement libre catholique. Cette situation conduit a Á des diffe  rences dans l'attitude des acteurs de la communaute  e  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  ve  ler significatives entre le Nord et le Sud du pays. (5) Enfin la population scolaire est susceptible d'e Ãtre diffe  rente d'une Communaute  a Á l'autre, la Wallonie et Bruxelles accueillant davantage que la Flandre des populations d'origine immigre  e, ce qui pourrait impliquer une moyenne moins e Âleve  e du PSE ainsi qu'une distribution plus large.

Conclusions

275

4. CONCLUSIONS Les objectifs d'e Âquite  et d'efficacite  se retrouvent au centre de nombreux de  bats et sont l'objet de politiques scolaires dans beaucoup de pays. Au cours de cette recherche, nous avons tente  de questionner les structures scolaires par rapport a Á l'e  quite  , vue ici comme la moindre de Âpendance de la performance des e  le Á ves en fonction d'un crite Áre d'origine socioe  conomique. Nous avons tout d'abord ve  rifie  que les pays qui privile  gient un tronc commun long favorisent l'he  te  roge  ne  ite  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  conomique des e  le Á ves que les pays a Á diffe  renciation pre Âcoce. Les re  sultats sont relativement bien marque Âs pour les pays nordiques d'une part et les pays ayant adopte  le mode Á le germanique d'autre part. Les choses sont moins claires pour les pays a Á structure composite, tronc commun inte Âgre  avec recours aux options et au redoublement, et demandent a Á e Ãtre affine  es. Signalons d'emble  e que les re Âsultats de  crits pre  ce  demment ne repre Âsentent qu'une « photographie » a Á un moment donne  d'une dimension d'efficacite  et d'une dimension d'e Âquite  des syste Á mes e  ducatifs. Ide  alement, ils devraient e Ãtre confirme  s par une e  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  ou de l'e  quite  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 à mes et en fonction de l'origine socioe Âconomique, etc. Ces re Âserves e  tant exprime  es, un e  le  ment important ressort de notre e Âtude : efficacite  ne rime pas ne Âcessairement avec ine Âquite  . Des pays semblent e Âchapper a Á cette logique, notamment la Communaute  flamande de Belgique. Il reste a Á s'interroger sur les raisons de cet e Âtat de fait. Plusieurs e Âle  ments explicatifs peuvent e à tre avance  s. Il conviendrait d'approfondir la recherche afin de de Âterminer dans quelle mesure ces e Âle  ments ont des re  percussions sur la performance des syste Á mes e  ducatifs. Enfin, les re Âsultats pre  sente  s dans cette contribution incitent a Á mener une re  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  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  Wallonie-Bruxelles n'y a pas pris part.

276

 et de l'e  quite  des syste Á mes d'enseignement Comparaison internationale de l'efficacite

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  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  chir a Á l'affectation des e  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  veloppent des logiques de marche  qui ont pour Á se de conse  quence une se  gre  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  gre  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  de ce syste Á me. Ces re  sultats ne sont pas sans inte Âre à 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  franc Ë aise de Belgique.

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Les eÂcoles de

, Bruxelles : De Boeck Universite  (a Á

CHAPITRE

14 CONCURRENCE

ENTRE INSTITUTIONS  RIEUR D'ENSEIGNEMENT SUPE Une approche institutionnelle  orique et the

204

Olivier DEBANDE

Banque EuropeÂenne d'Investissement Jean-Luc DE MEULEMEESTER

Universite Libre de Bruxelles

204

Les opinions exprime  es dans cet article sont celles des auteurs et ne refle Átent pas ne  cessairement celles de

l'institution a Á laquelle ils appartiennent.

280

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

REÂSUME Cet article propose une description et une tentative de formalisation de quelques pheÂnomeÁnes cleÂs dans l'analyse de la capacite 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 (universite preÂfeÂrant offrir un curriculum acadeÂmique ; eÂtablissement d'enseignement supeÂrieur plus professionnel) aÁ des eÂtudiants heÂteÂrogeÁnes en termes de preÂfeÂrences pour la qualite et le curriculum. On analyse l'impact d'une concurrence bidimensionnelle en qualite et en varieÂte entre les deux institutions avec asymeÂtrie des couÃts. Distinguant une situation de dominance verticale (la qualite prime sur le type de curriculum) et horizontale (situation inverse), on compare l'eÂquilibre deÂcentralise aÁ l'optimum social. Les institutions se diffeÂrencient le plus sur la dimension que les eÂtudiants valorisent le plus, mais l'eÂquilibre deÂcentralise converge vers l'eÂquilibre socialement optimal en dominance verticale.

1. INTRODUCTION Un de  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  vident a Á re  soudre compte tenu de la multiplicite  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  rents

(entreprises prive Âes et

publiques, administrations, centres de recherches, institutions e Âducatives ellesme à mes...). D'une part, les e Âtudiants choisissent une orientation en prenant en

compte les surcroõÃts de be  ne  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  chec pendant les e Âtudes, cho à mage...) (voir par exemple Becker, 1964). D'autre part, les institutions e Âducatives cherchent a Á attirer des e  tudiants en prenant en compte les me  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  formes pre  conise  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  rieur). Finalement, les employeurs engagent les e Âtudiants diplo à me  s en accord avec leurs besoins pre Âsents et futurs (anticipe  s). Dans ce chapitre, nous nous concentrons sur le comportement des institutions e  ducatives qui interagissent avec des e Âtudiants he Âte  roge Á nes. Nous cherchons a Á e  valuer comment l'organisation globale du syste Áme d'enseignement supe Ârieur permet ou non une fourniture socialement optimale tant en termes de qualite  que de varie  te  des curricula. On suppose a priori l'existence de deux types d'institutions, avec des pre Âfe  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  fe  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  e par la fourniture d'un curriculum de qualite  plus e Âleve Âe par le secteur universitaire (lie  par exemple a Á sa pre  sence plus ancienne sur le marche  e  ducatif). Notre spe  cification est en partie fonde Âe sur des analyses ante Ârieures, notamment des e  tudes historiques qui mettent en e Âvidence des phe  nome Á nes re  currents en ce qui concerne l'e  volution des syste Á mes et institutions e  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  clairage the  orique (via par exemple les outils de la the Âorie des jeux) a Á des e  volutions institutionnelles. On observe ainsi que les universite Âs ont toujours eu tendance a Á pre  fe  rer offrir des curricula de nature acade Âmique, the  orique, abstraite. On pourrait parler la Á d'une tradition (Frijhoff, 1992) : par exemple, avant la Re  volution franc Ë aise, les universite  s n'offraient aucune formation en chirurgie (quand bien me Ãme des sections me Âdicales existaient au sein des universite  s, elles se concentraient sur les seuls aspects the Âoriques de la discipline), inge  nie  rie ou architecture. Ces savoirs devaient e Ãtre enseigne  s dans des nouvelles  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  veloppement des e Âtudes d'inge Ânie  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  nierie. Dans de tels syste Ámes ou Âs Á les universite e  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  pondirent qu'aux seuls besoins de leurs

282

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

 tat, ou certains segments du secteur prive initiateurs (l'E  comme ce fut le cas en France (Grelon, 1993)), soit, laisse Âes a Á elles-me à mes, elles tendirent pluto Ãt a Á se laisser aller a Á une « de Ârive acade  mique » (

academic drift

), afin de rivaliser en

prestige avec les universite Âs existantes, pluto à t qu'a Á se concentrer sur la satisfaction des besoins e Âconomiques et techniques pour lesquels elles avaient e Âte  initialement fonde  es. L'e  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  forme des syste Ámes d'enseignement, dont les termes ne sont pas sans rappeler certains e Âle  ments mis en e Âvidence dans les travaux historiques. Les universite  s sont critique  es parce qu'elles accapareraient une portion trop importante des ressources publiques sans pre Âparer ade  quatement les jeunes a Á 206

entrer sur le marche  du travail

, offrant des curricula beaucoup trop abstraits et

e  loigne  s des besoins du marche Â. Les e  tudiants sont implicitement blame Âs pour choisir trop souvent des orientations universitaires pluto à t que plus directement professionnelles, et au sein des premie Áres pour privile  gier les orientations les plus ge  ne  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  du secteur supe Ârieur non universitaire, soit en re  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  rence entre les deux secteurs). Par exemple, en Belgique francophone, les re Âformes du ministre Lebrun en 1994 ont cherche  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  mique contro à le  e) et sa capacite  d'adaptation aux besoins e  conomiques via l'introduction de repre Âsentants du secteur prive  dans le comite  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  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  de gommer la distinction entre universite Âs traditionnelles et le secteur non universitaire (les anciennes

Polytechnics

) en appelant « univer-

site  s » toutes les institutions d'enseignement supe Ârieur. L'ide  e implicite e Âtait a Á nouveau d'accroõÃtre le prestige et l'attractivite  du secteur plus professionnel, et laisser les me  canismes de marche  assurer une meilleure re Âponse du syste Áme tout

206

Ce jugement est a Á relativiser au regard des failbes taux de cho à mage des diplo à me  s universitaires par rapport a Á

ceux auxquels font face les diplo à me  s des autres niveaux (voir OCDE, 2000).

Introduction

entier aux besoins du marche  (voir par exemple Dolton premie Á re discussion).

283

et al.

, 1997, pour une

Ce que les de  cideurs politiques semblent chercher implicitement, c'est une re  duction du degre  de diffe  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  occupations professionnelles et utilitaires pluto à t qu'a Á un ide  al acade  mique) et favoriser la qualite  (c'est-a Á -dire aussi minimiser la diffe Ârenciation verticale en tendant vers un niveau e Âleve  de qualite  dans tous les segments du syste Áme). Cependant, l'histoire e Âconomique comme la re Âcente e  volution du syste Áme ame Âricain sugge Á re qu'un « bon syste Á me » pourrait e Ãtre celui qui combine une grande varie  te  avec diffe  rents niveaux de qualite  (voir aussi la grande varie Âte  de types et de niveaux d'inge  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  rents (caracte  rise  s par des pre  fe Ârences diffe Ârentes) dans un contexte de laisser faire, et de ce qui re Âsulterait de la de  cision d'un planificateur be Âne  volent cherchant a Á maximiser le bien-e à tre social. Nous pre  sentons notre analyse dans un cadre de duopole simple avec une concurrence bi-dimensionnelle en qualite  et en varie  te  . 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  du curriculum qui peut e Ãtre e  leve  e ou faible. Dans ce mode Ále, la qualite  doit e Ãtre entendue comme la qualite  pe  dagogique des cours fournis par chacune des institutions e Âducatives. De plus, nous supposons que les e Âtudiants valorisent le niveau de qualite  pour lui-me Ãme, et souffrent d'une de  sutilite  (quadratique) a Á mesure que le curriculum offert par les institutions s'e Âloigne de leur position ide Âale (curriculum) pre Âfe  re  e. Nous introduisons e  galement dans le mode Á le des asyme  tries en termes de la repre Âsentation des cou Âducatives, tant en ce qui concerne les à ts pour les deux institutions e dimensions horizontale que verticale. Concre Átement, on fait l'hypothe Áse que l'universite  a une pre  fe  rence pour un curriculum extre Ãmement acade  mique, abstrait, relie  a Á l'interaction d'activite  s de recherche (pure) et d'enseignement en son sein, et qu'elle subit une de Âsutilite  a Á s'e  carter de la fourniture de ce curriculum pre  fe  re  . L'autre institution (le secteur non universitaire), n'a pas de telles pre Âfe  rences et cherche simplement a Á offrir un cursus qui lui permette de maximiser sa part de marche  (ce secteur n'est pas de Âpendant d'une tradition et est donc plus libre de ses choix, plus pragmatique aussi). Cependant, le cou à t de fourniture d'un certain niveau de qualite  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  putation dont son anciennete  peut lui faire be Âne  ficier). Dans l'analyse, les

284

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

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  rons une structure de marche  ou Á les institutions d'enseignement supe  rieur doivent choisir un type de curriculum et le niveau de qualite  pe  dagogique de ce curriculum. Les prix sont exoge Ánes et les institutions d'enseignement supe Ârieur se font concurrence en varie Âte  (type de curriculum) et en qualite  (la qualite  pe  dagogique du curriculum). Les e Âtudiants ont un gou à t pour la qualite  et une localisation pre Âfe  re  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; 1Š. Les eÂtudiants n'eÂvaluent pas le curriculum de la meÃme

 tant donne manie Á re, ce qui correspond a Á la diffe  rentiation horizontale. E  sa tradition acade  mique, l'universite  a une pre  fe  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  fe  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  fe  rence pour une varie  te  de curriculum par l'universite Â, on suppose que l'universite  subit une de  sutilite  quadratique a Á s'e  loigner de son curriculum ide Âal, c.-a Á-d.

ÿxu si la 2

localisation pre Âfe  re  e de l'universite  est 0. D'un autre co à te  , la localisation de l'institution non universitaire n'est pas de Âpendante d'une tradition d'offre d'un curriculum de Âtermine  . 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  associe  au curriculum offert. De Âfinissons par l'institution

i

ou Á

qi 2 ‰q; qŠ

qi

le niveau de qualite  choisit

et tous les e Âtudiants pre  fe Á rent un curriculum de

qualite  e Âleve  e que de qualite  faible. Cette seconde caracte Âristique correspond a Á la diffe  rentiation verticale. On suppose que

qu > qe

, c.-a Á -d. la qualite  du curriculum

offert par l'universite  est plus e  leve  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  rise  par un niveau de varie Âte Â,

xi

, et de qualite Â

qi

, ou Á

…xi; qi† 2 ‰0; 1Š 2 ‰q; qŠ.

Nous supposons que l'existence de rendements d'e Âchelle constants pour la production d'un niveau de qualite  donne  par l'universite  et que cette dernie Á re supporte des cou Âs a Á la fourniture du service e Âducatif. La fonction de à ts variables lie cou à t total

207

pour l'universite  de fournir un curriculum d'un certain type avec un

niveau de qualite  donne  est :

Cu ˆ …cu ‡ qu†Du ‡ xu Du

…1†

2

ou Á

cu

est le cou à t marginal constant,

niveau de qualite  et

xu

la part de marche  de l'universite Â,

la localisation.

qu

le

La fonction de cou à t total de l'institution non universitaire est :

Ce ˆ …ce ‡ qe†De

…2†

>1

La nouvelle institution supporte e Âgalement un cou à t marginal constant. Cependant a Á la diffe  rence du secteur universitaire, les cou à ts de fourniture d'une unite  additionnelle de qualite  augmente plus rapidement (

> 1).

peut e à tre

interpre  te  comme un parame Átre d'efficience, pour lequel des valeurs plus e Âleve  es de



correspondent a Á une institution non universitaire moins efficiente pour

fournir un curriculum d'une qualite  donne  e. Ces cou  leve  s en termes de à ts plus e fourniture d'un certain niveau de qualite  sont lie Âs a Á un manque d'expertise par rapport au secteur universitaire et a Á des effets de re  putation dont be Âne  fice l'universite Â. La structure du mode Ále introduit une asyme  trie dans les cou à ts de fourniture d'un curriculum d'une varie Âte  et qualite  donne  es, par les deux institutions d'enseignement supe  rieur. En termes de varie  te  , l'universite  subit un cou  au poids à t lie de sa tradition : une de  sutilite  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  pondre a Á un besoin existant en termes de formation. En termes de qualite Â

208

,

l'universite  de  livre un curriculum de qualite  e  leve  e mais a Á un cou  rieur e  tant à t supe donne  la ne  cessite  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  du service e  ducatif et la compe  tence des professeurs. Le secteur universitaire doit engager un staff enseignant de haute qualite  ce qui augmente ces cou Á l'autre institution à ts de production par rapport a 207

La fonction de cou Á gre a Á la fois des contraintes technologiques à t total inte

un « cou » a Á de  vier de sa localisation pre Âfe  rre Âe. à t prive 208

‰ci ; qi Š et un eÂleÂmeÂnet « gouÃt », c.-aÁ-d.

Remarquons que nous de Âfinissons implicitement une fonction de production line  iare dans la qualite Â

‰qi ˆ f …qi † ˆ qi Š.

286

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

universitaire (Gabszewicz J.-J. et Turrini A., 2000). D'un autre co à te  , le secteur non universitaire est moins efficace pour fournir un curriculum d'un niveau de qualite  donne  suite a Á un effet de re  putation. L'utilite  nette de l'universite  (sous l'hypothe Á se que sa localisation optimale est en 0) est e  gale a Á son profit net de sa de  sutilite Â:

Uu ˆ …Pu ÿ cu ÿ qu†Du ÿ xu Pu

…3†

2

ou Á

Du

est la fonction de demande pour l'universite  et

le montant exoge Á ne des

droits d'inscription. Pour le secteur non universitaire, sa fonction d'utilite  nette est :

Ue ˆ …Pe ÿ ce ÿ qe†De

…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  (e  leve  ou faible).

2.2 Comportements des eÂtudiants Les e  tudiants choisissent une institution e Âducative en tenant compte de deux caracte Âristiques. Premie Árement, chaque e Âtudiant a un curriculum pre Âfe  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  du curriculum, note Â

 2 ‰0; 1Š. Un eÂtudiant de type …x; † retire une

utilite  (indirecte) d'e Âtudier dans l'institution

i

:

Vi ˆ 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  leve  e pour tous les e Âtudiants choisissent un curriculum diffe Ârencie  , et droit d'inscription exoge Áne. On suppose que chaque e Âtudiant subit un cou à t quadratique

i

Pi

est le

…xi ÿ x†

2

de

suivre un curriculum de type , e  tant donne  une distance intellectuelle par rapport au type intellectuel

x

de l'e  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  unitaire, avec une masse totale e Âgale a Á 1. Le produit de la demande

‰ ; Š 2 ‰0; 1Š.

agre  ge  e peut e à tre de  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  ge  e pour chaque institution. Ensuite, nous analysons un jeu simul-

Analyse

287

tane  ou Âment une localisation et un niveau de Á chaque institution choisit simultane qualite  , pour des droits d'inscription donne Âs. Cette hypothe Á se d'un jeu simultane  en qualite  et varie  te  se fonde sur le fait que la fourniture d'un curriculum requiert la de  termination commune de ces deux caracte Âristiques. Comme nous conside Ârons un jeu simultane  , le choix de la qualite  ou de la varie  te  par une institution d'enseignement supe  rieur n'a pas d'effet strate Âgique, c.-a Á -d. un engagement pour un niveau de diffe Ârentiation donne  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  tudiant indiffe  rent est localise  dans une position telle que

R ÿ …xu ÿ x† ‡ qu ÿ Pu ˆ R ÿ …xe ÿ x† ‡ qe ÿ Pe 2

2

…6†

On obtient

…x ÿ x † ‡ …Pe ÿ Pu† ‡ 2…xe ÿ xu † x …x† ˆ 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  leve  par rapport a Á

xu qu et

proche de

qe

, plus le prix a Á

payer en termes de sensibilite  additionnelle pour la qualite  suite a Á une augmentation infinite  simale du caracte Áre professionnel du curriculum sera e Âleve  . L'ensemble des e  tudiants est re  parti en deux groupes comme illustre  dans la

 2 ‰0; …x†Š choisissent l'institution non universitaire, alors que les e Âtudiants appartenant a Á l'intervalle  2 Š…x†; 1Š

figure 14.1. Les e Âtudiants dans l'intervalle

choisissent de s'inscrire a Á l'universite Â.

Pour des valeurs interme  diaires de

Pe

209

, la droite

…x† peut croiser soit les

co à te  s verticaux ou horizontaux du carre  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. 2…xe ÿ xu † < qu ÿ qe , nous som-

mes dans une situation de dominance verticale (VD) ou  rence en qualite  du Á la diffe curriculum domine la diffe Ârence en varie Âte  . Dans une situation de dominance 209

Pour l'analyse d'une valeur de

Pe

e  leve  e, voir Debande and De Meulemeester (2000).

288

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

␪(␹) 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  est si fort que les e Âtudiants ont une faible à t pour la qualite sensibilite  par rapport aux types de curriculum de Âlivre  s par les institutions d'enseignement supe Ârieur. Si

@=@ x > 1, c.-aÁ-d. 2…xe ÿ xu † > qu ÿ qe , on est dans un

cas de dominance horizontale (HD) ou  rence en varie Âte  domine la diffe ÂÁ la diffe rence en qualite Â. Dans une situation de dominance horizontale, les pre Âfe  rences des e  tudiants pour un type donne  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  : un e  tudiant doit e Ãtre plus que compense  en termes de qualite  pour un de Âplacement infinite Âsimal vers un curriculum plus professionnel. Enfin, si

@=@ x ˆ 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  est fixe  . En inte  grant cette fonction de 0 a Á 1, on obtient la demande pour le secteur non universitaire

De…De; De; De†

correspondant a Á une

e  volution croissante du minerval pour le secteur non universitaire

…Pe; Pe; Pe †, la

demande pour le secteur universitaire e Âtant son comple  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  pendre de ce que l'on e Âtudie. Dans un

cadre d'e  quilibre de  centralise  , 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  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  tat bienveillant maximise le surplus des e Âtudiants (voir

infra

).

La comparaison de ce qui ressort de l'e Âquilibre de  centralise  avec les optima sociaux permet de porter un jugement sur la ne Âcessite  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

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

4. REÂSULTATS Nous nous concentrerons sur le cas assez re Âaliste de droits d'inscription des deux institutions relativement mode Âre  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  tant donne horizontale (voir Annexe). E Âe l'exoge  ne  ite  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  sentant les types de curricula, afin de be Âne  ficier de l'effet « part de marche  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  » est contrebalance  par la de  sutilite  qu'elle subit a Á s'e  carter de sa localisation pre Âfe  re Âe a Á l'extre à mite  abstraite du spectre des curricula. L'universite  aura donc un incitant a Á fournir un curriculum de haute qualite  pour compenser sa localisation plus proche d'un curriculum parfaitement the Âorique. Etant localise  au centre afin de maximiser sa part de marche  , le secteur non universitaire se contentera souvent d'offrir un niveau de qualite  minimal (pas toujours cependant) afin de re Âduire ses cou à ts de fourniture d'un niveau donne  de qualite  . Si l'on en vient a Á comparer les e Âquilibres de Âcentralise  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  fourni cependant par le secteur non universitaire en e Âquilibre de  centralise  est en ge  ne  ral infe  rieur a Á celui qui serait socialement optimum. L'inade  quation entre e Âquilibre de Âcentralise  et optimum social est nettement plus marque  e pour le secteur universitaire, et ce pour les deux dimensions e Âtudie  es ici. Dans le cadre de la dominance horizontale, les institutions e Âducatives vont donner un poids plus e Âleve  au niveau de diffe Ârenciation sur la dimension horizontale (varie  te  ). Comme un le  ger de  placement de l'institution d'enseignement supe  rieur vers un curriculum plus professionnel doit e Ãtre compense  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  rencier mode  re  ment sur le plan horizontal. On observe qu'un plus haut niveau de diffe Ârenciation en termes de qualite  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  choisi par le secteur universitaire en e Âquilibre de Âcentralise  est similaire a Á celui qui s'ave Á re socialement optimal. Pour ce qui est de la dimension horizontale, l'ade  quation entre les e Âquilibres de  centralise  s et socialement optimaux pour l'universite  de  pendra de la marge prix-cou à ts.

Conclusion

291

5. CONCLUSION 5.1 Aspects geÂneÂraux Dans ce chapitre, nous avons offert un cadre analytique afin d'e Âvaluer les me  rites d'une forme de quasi-marche Â, a Á savoir une forme de  centralise  e d'organisation de l'enseignement supe Ârieur sur base d'une concurrence en qualite  et varie  te  entre deux types d'institutions e Âducatives (universitaire et supe Ârieur non universitaire), avec des droits d'inscription fixe Âs par l'autorite  publique. Les autorite  s de divers pays (Belgique, Royaume-Uni) ont en effet cherche Âa Á re  former leur syste Á me d'enseignement supe Ârieur afin de le rendre plus sensible aux demandes du marche  , en un mot plus adaptable. Ces re Âformes ont cherche  a Á re  duire le degre  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  (la dimension verticale) de tous les produits offerts par les diverses formes d'enseignement supe Ârieur. On a donc essaye  d'inte  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  ment une formalisation fine de la concurrence dans l'enseignement supe  rieur, des caracte Âristiques techniques (fonctions de cou  fe  rences à t) et des pre des acteurs implique  s (les institutions e Âducatives et les e Âtudiants). Notre mode Ále prend la forme d'un jeu simultane  de duopole entre une universite  oriente  e au de  part

210

pre  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  vers la formation plus directement professionnelle. Nous nous concentrons sur un cadre ou  cart de droits d'inscription entre les Á l'e deux institutions est mode Âre  , 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  tudiants, est aussi un instrument utile pour interpre Âter une se Ârie de phe  nome Á nes observe  s dans le monde re  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 à te  le secteur non universitaire a e Âte  constamment menace  par la tentation acade  mique (« de Ârive acade  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  vers la recherche applique  e) au sein des universite Âs doit donc se lire dans le cadre de notre mode Ále comme le re Âsultat d'une e  volution dont le point de de Âpart reste une universite  « humboldienne ».

292

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

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  renciation horizontale. La distinction entre la dominance verticale (accent sur la qualite  de la part des e  tudiants) et de dominance horizontale (accent sur le type de curriculum) est assez se  duisante en ce sens qu'elle correspond bien aux deux mondes qui existent en matie Á re de re  gulation globale des syste Á mes d'enseignement supe Ârieur. En Europe continentale, et en Belgique particulie Árement, les e Âtudiants sont plus axe  s sur le choix d'un certain type d'orientation pluto à t que sur un certain type d'e  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  rences sont dans notre mode Á le de  termine  es par les parame Átres caracte  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  fle  chir a Á des questions telles que le caracte Áre plus ou moins optimal d'avoir plus ou moins de varie Âte  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  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  ricain, ou  renciation Á la diffe en termes de qualite  joue le ro à le cle  (Harvard, par exemple, a tout a Á la fois des curricula tre Ás acade  miques et des options professionnelles comme les MBA). L'inverse est vrai en dominance horizontale (plus grande diffe Ârenciation entre un secteur acade  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  ral, assurant une forte varie Âte  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  riode conside  re  e (1870-1914), il semble que le syste Áme le plus  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  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 limite de reÂgulation (institutions propres + reÂgulation, parfois avec le secteur priveÂ, ou d'autres institutions eÂducatives).

EÂleveÂe Seulement Gouvernement central. Champ limite de reÂgulation (deÂfinition par l'EÂtat du curriculum de ses propres Grandes EÂcoles) ! reÂponse faible et peu de capacite d'adaptation aux besoins du secteur prive ! 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). Degre de reÂponse aux Assez bon besoins du marche Quantite d'ingeÂBeaucoup d'ingeÂnieurs de nieurs fournie diffeÂrents types aÁ cause de la diversite des reÂseaux d'eÂcoles d'ingeÂnieurs. Qualite des ingeÂnieurs produits

Assez bonne : co-supervision du systeÁme par l'EÂtat (et les eÂtats) et le secteur priveÂ. Grande varieÂte 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 marche a pourtant eu des conseÂquences en termes de compeÂtitivite de long terme de l'industrie britannique (Fox et Guagnini, 1993).

(notamment au travers de la structure fe Âde  rale, « re Âgionalise  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  e aux e  tats membres de l'Empire allemand en matie Áre e  ducative

294

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

aurait encourage  la varie  te  (plusieurs syste Ámes de formation d'inge Ânieurs, dans diffe  rentes branches, et a Á diffe  rents niveaux) : il y avait de nombreuses e Âcoles, plusieurs re  seaux, de qualite  diverse, fournissant l'Allemagne en inge Ânieurs nombreux (et donc peu chers, alle Âgeant par la Á le cou  pour les à t du travail qualifie entreprises allemandes : voir Gispen, 1989) et de types varie Âs. La structure fe  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).  tats-Unis ont aussi mis l'accent sur Des travaux historiques pour le cas des E l'importance de la varie Âte  dans l'efficacite  du syste Á me. L'histoire du syste Á me d'enseignement supe  rieur ame  ricain, marque  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  entre sciences et sciences applique  es ; subsidiation Ð via des dons de terres Ð d'e Âcoles techniques par  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  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  ce  dent (Donovan, 1993), a assure  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  tats fe  de  re  s (principalement dans les zones de conque à te au dix-neuvie Á me sie Á cle) aurait par contre conduit, certes, a Á un renforcement de la qualite  des

Land-Grant Universities

, mais aussi a Á une forme de de Ârive

acade  mique. L'analyse historique sugge Ârerait donc un lien positif (a Á prouver) entre re  gionalisation ou fe Âde  ralisation de l'e Âducation et capacite  accrue du syste Á me a Á re  pondre aux besoins changeants des utilisateurs des produits e Âducatifs

212

.

Bien que non formalise  s, ces exemples tendraient donc a Á prouver que la

varieÂteÂ

est une bonne chose pour la capacite  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  dans les analyses de type microe Âconomique afin de relativiser certains jugements ne Âgatifs porte  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  ducatif serait le re Âsultat le plus probable de la re Âgionalisation de l'enseignement supe  rieur (a Á cause d'une forme d'externalite  constitue  e par la plus forte mobilite  suppose  e des travailleurs qualifie Âs).

212

Il faut noter ici que les deux e Âtats fe  de  raux cite Âs (l'Allemagne et les USA) partagent une langue et une culture

commune, assurant que les divers syste Ámes ge  re  s par les entite  s fe  de  re  es sont en re Âelle compe Âtition. La re  gionalisation en Belgique, fonde  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  erlandophone (sauf au niveau des troisie Á mes cycles, mais la Á sans doute, la concurrence se situe a Á un e  chelon international).

 sultats en e  quilibre de  centralise  Re

295

ANNEXE 14.1  sultats en e  quilibre de  centralise  Re

En dominance verticale, on obtient les e Âquilibres en qualite  et varie  te  suivants :

1.

x3u ˆ ‡ K ‡ … ‡ DP ÿA K ‡ K † ‡ A 1

2

1

12

8

3

ou Á

16

2

6

6

K ˆ Pu ÿ cu ÿ Pe ÿ ce …> †;

DP ˆ Pe ÿ Pu …< † 0

0

et

A ˆ … Kqÿ † ‡ DP… ‡ K † ‡ 2 =  2 DP… K ÿ † ‡ DP 2 … ÿ DP ‡ K ÿ K † 4

3

1

4

x3e ˆ

36

1

1

3

2

8

2

2

3

1

2

3 2

10

1 2

q3u ˆ Pe ÿ ce 



Pu ÿ cu ÿ Pe ÿ ce q3e ˆ Pu ÿ cu ÿ ‡ K … ‡ DP ÿ K ‡ K † A ‡ ‡ A 2

4

1

12

3

2.

x3u ˆ ……PPu ÿÿccu ÿÿqq†† u u x3e ˆ 2

1 2

q3u ˆ q q3e ˆ q

8

3

…< † 1 2

16

2

3

2

2

296 3.

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

x3u ˆ ……PPu ÿÿccu ÿÿqq†† u u x3e ˆ 2

…< † 1 2

1 2

q3u ˆ q ‡

2

2

q 16…1 ÿ 4…Pu ÿ cu ÿ q††…Pu ÿ cu ÿ q†…Pe ÿ Pu † …1 ÿ 4…Pu ÿ cu ÿ q††

q3e ˆ q En dominance horizontale, on obtient les e Âquilibres en qualite  et varie  te  suivants : 1.

x3u ˆ x3e ˆ

2 3

4

ÿ

q 16

ÿ 2… ‡ K ÿ 2DP† 40 9

4

sous la condition que 24 9

< K ÿ 2DP <

32 9

0 q1 16 ÿ 2… ‡ K ÿ 2DP† A q3u ˆ Pu ÿ cu ÿ 4@1 ‡ 40 9

3

4

q3e ˆ Pe ÿ ce 2.

x3u ˆ …Pu ÿ cu ÿ q† 2

x3e ˆ …Pu ÿ cu ÿ q† ‡ 2

q3u ˆ q q3e ˆ q

q 2…q ÿ q† ‡ 4…Pe ÿ Pu † 2

 sultats en e  quilibre de  centralise  Re

3.

297

x3u ˆ …Pu ÿ cu ÿ q† x3e ˆ …Pu ÿ cu ÿ q ‡ † ‡ 2

1

3

1 6

r   …Pu ÿcu ÿq† ‡ 2…P ÿ c ÿ q†‡ Pe ÿce ÿ q ÿ 2…P ÿ P † 4…Pu ÿ cu ÿ q ‡ 1† ÿ 6 u u e u 2

2

2

2

q3u ˆ q q3e ˆ q ‡ …Pe ÿ Pu† ÿ …ÿ …Pu ÿ cu ÿ q† ‡ 6 2

1 6

1

2

6

3

r   …Pu ÿcu ÿq† ‡ 2…P ÿ c ÿ q†‡ Pe ÿce ÿ q ÿ 2…P ÿ P † 4…Pu ÿ cu ÿ q ‡ 1† ÿ 6 u u e u 2

2

2

2

298

 rieur Concurrence entre institutions d'enseignement supe

ANNEXE 14.2 Â sultats en optimum social Re

En dominance verticale, l'e Âquilibre de bien-e à tre social est caracte Ârise  par :

x3e ˆ x3u ˆ q3u ˆ q q3e ˆ q ÿ Pe ÿ Pu ˆ ÿ 0,46 et

0,50

et

2,68

2,5

En dominance horizontale, l'e Âquilibre de bien-e à tre social est caracte Ârise  par :

x3e ˆ x3u ˆ q3u ˆ q q3e ˆ q ÿ Pe ˆ Pu 0,47 et et

0,83 0,37

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CHAPITRE

15 LA FORMATION CONTINUE Â DES SALARIES Â ponse juste et efficace aux mutations Re

industrielles contemporaines ?

Bernard CONTER

SES, MinisteÁre de la ReÂgion wallonne et GIRSEF, Universite catholique de Louvain Christian MAROY

GIRSEF, Universite catholique de Louvain Jean-Franc Ë ois ORIANNE

GIRSEF, Universite catholique de Louvain

302

Âs La formation continue des salarie

REÂSUME Afin « d'adapter des travailleurs aux mutations industrielles », le Fonds social europeÂen (FSE) soutient des projets, essentiellement de formation professionnelle, en Wallonie et aÁ Bruxelles. Dans le cadre de l'eÂvaluation des programmes du FSE, une enqueÃte a eÂte reÂaliseÂe aupreÁs des 200 promoteurs de projets. Celle-ci avait pour objectif d'appreÂcier la pertinence des actions deÂveloppeÂes aux objectifs fixeÂs par les programmes. Le ciblage des formations sur les publics les plus fragiliseÂs, le lien de celles-ci aux mutations industrielles, l'anticipation des changements dans les emplois ou les qualifications constituaient les principaux indicateurs de pertinence des formations. L'enqueÃte a par ailleurs permis d'identifier plusieurs logiques de formation et de mettre en eÂvidence celles qui, dans le contexte wallon et bruxellois, semblaient relever d'une deÂmarche innovante.

1. INTRODUCTION La formation continue des travailleurs est aujourd'hui au centre du discours social. Elle constitue l'une des principales composantes des lignes directrices europe  ennes pour l'emploi et des plans d'action nationaux. Les e Âvolutions socioe Âconomiques rendront en effet plus que jamais ne Âcessaire d'ouvrir au plus grand nombre de travailleurs l'acce Ás a Á la formation. Et de fait, les politiques de l'emploi tendent a Á faire de celle-ci une re Âponse essentielle a Á nombre de mutations contemporaines, qu'il s'agisse de l'ave Ánement d'une socie Âte  de la connaissance ou de la globalisation de l'e Âconomie. Le Fonds social europe Âen est l'outil de mise en úuvre des politiques europe  ennes de formation. Il est comple Âmentaire a Á la strate  gie europe  enne pour l'emploi. Deux des programmes qu'il finance ont pour objectif « l'adaptation des travailleurs aux mutations industrielles ». Si la nature des actions finance Âes par le FSE est diversifie  e (formation professionnelle, analyse des qualifications et de l'emploi, recherche scientifique, e Âtude de l'offre ou de besoins en formation, de  veloppement de supports techniques ou pe Âdagogiques pour la formation), la formation professionnelle y apparaõÃt l'outil privile  gie Â. Nous pre  sentons dans cet article les diffe Ârents crite Áres de priorite  auxquels doivent re  pondre les projets finance  s dans le cadre des programmes du FSE et quelques donne  es relatives aux re  alisations concre Á tes de ceux-ci. Dans un deuxie Á me temps, nous ferons e Âtat de la de Âmarche d'e  valuation de ces programmes. Celle-ci s'appuie notamment sur une analyse du contexte dans lequel se de  veloppent les formations et sur une enque Ãte re  alise  e aupre Á s de l'ensemble des

Introduction

213

promoteurs soutenus par le FSE en Wallonie et a Á Bruxelles

303

. Nous montrerons

comment, en confrontant les re Âalisations aux crite Á res de priorite  des programmes, nous avons pu juger de la pertinence des projets de Âveloppe  s par rapport aux exigences d'adaptation aux mutations industrielles.

ENCADREÂ 15.1 Les objectifs du Fonds social europeÂen « Adapter les travailleurs aux mutations industrielles »

Le programme « Objectif 4 » et l'initiative « Adapt » du Fonds social europeÂen soutiennent un ensemble de projets visant aÁ « adapter la main-d'úuvre aux mutations industrielles ». Dans cette perspective, ils poursuivent quatre objectifs : acceÂleÂrer l'adaptation de la main-d'úuvre au changement industriel, accroõÃtre la compeÂtitivite de l'industrie des services et du commerce, preÂvenir le choÃmage en ameÂliorant les qualifications de la main-d'úuvre et, enfin, anticiper et acceÂleÂrer le deÂveloppement de nouveaux emplois et de nouvelles activiteÂs. Pour beÂneÂficier du financement europeÂen, les projets doivent reÂpondre aÁ plusieurs criteÁres d'eÂligibiliteÂ. L'action doit avoir un lien avec les mutations industrielles et l'eÂvolution des systeÁmes de production. La notion de mutations industrielles recouvre la modification de la demande structurelle, l'introduction de technologies nouvelles, le deÂveloppement de nouvelles formes d'organisation du travail, l'adaptation aux eÂvolutions des marcheÂs et aux nouvelles exigences eÂcologiques. Le deuxieÁme criteÁre d'eÂligibilite est l'anticipation. Celui-ci se traduit en obligation, pour les projets, de diagnostiquer les effets sur les emplois et les qualifications des mutations industrielles passeÂes, preÂsentes ou d'avenir proche. L'action doit eÃtre transversale ou intersectorielle (porter sur des mutations industrielles preÂsentes dans plusieurs secteurs) Les projets doivent en outre eÃtre lieÂs aÁ une modification de la fonction ou du profil professionnel. En ce qui concerne les qualifications, il est souhaite qu'elles soient certifieÂes et reconnues. S'agissant des publics beÂneÂficiaires, il est par ailleurs preÂcise que sont prioritaires les travailleurs peu qualifieÂs et les personnes menaceÂes de choÃmage. Le principe d'eÂgalite des chances doit s'appliquer aux programmes. Les actions en faveur des travailleurs des PME sont eÂgalement prioritaires Les projets doivent enfin eÃtre innovants. L'innovation peut porter sur le contenu, la meÂthode ou l'organisation de l'action. L'action doit eÂgalement beÂneÂficier d'un cofinancement de la part des pouvoirs publics belges. L'initiative ADAPT se distingue du Programme Objectif 4 par sa dimension transnationale : les projets doivent eÃtre porteÂs par des partenariats d'opeÂrateurs issus de diffeÂrents pays de l'Union europeÂenne214. 213

L'e  valuation du programme « Objectif 4 » et de l'initiative « ADAPT » du Fonds social europe Âen en Wallonie

et a Á Bruxelles a e Âte  re  alise  e par trois unite  s de recherche de l'Universite  catholique de Louvain. Voir GIRSEF, IRES, IAG (2000). 214

Pour rendre la lecture plus aise Âe, nous mentionnerons « les programmes Objectif 4 et ADAPT » dans la suite

du texte.

304

Âs La formation continue des salarie

2. TYPES D'OPEÂRATEURS IMPLIQUEÂS DANS LES PROGRAMMES DU FONDS SOCIAL EUROPEÂEN ET NATURE DES PROJETS DEÂVELOPPEÂS

2.1 OpeÂrateurs et types d'action Il est difficile d'identifier l'ensemble des acteurs de la formation continue  tat des lieux de la formation se en Wallonie et a Á Bruxelles. Les tentatives d'E limitent en ge Âne  ral aux ope  rateurs agre Âe  s et be  ne  ficiant de financements publics (De Brier et Legrain, 2001 ; Conter et Maroy, 1999a ; Cartuyvels, 1997). L'offre publique de formation continue des travailleurs actifs est essentiellement porte  e par l'enseignement de promotion sociale, les offices publics de formation (Forem et Bruxelles-Formation) et les instituts de formation des classes moyennes. L'enseignement de promotion sociale dispense des formations sous forme de modules qui donnent acce Ás aux titres scolaires, les offices publics de formation collaborent avec les entreprises pour la re Âalisation de formations techniques cible  es ; ils offrent e Âgalement aux salarie  s des formations ou remises a Á niveau individuelles en langues ou en informatique, par exemple. Enfin, les instituts de formation des classes moyennes re Âalisent la formation initiale des futurs inde Âpendants et organisent des cours de formation prolonge Âe pour les inde  pendants, cadres et chefs d'entreprises. Par ailleurs, des fonds sectoriels de formation, de Âveloppe Âs a Á la suite des accords interprofessionnels sur l'emploi conclus depuis le de Âbut des anne Âes 1980 dispensent des formations individuelles ou collectives pour des « groupes a Á risque » ou des travailleurs re Âcemment embauche  s. Il existe enfin une offre prive Âe de formation (ope  rateurs spe  cialise  s ou services internes des entreprises) qu'il est difficile de quantifier. Les programmes du Fonds social europe Âen, qui reposent sur des appels d'offres et entendent favoriser les partenariats entre divers types d'ope Ârateurs, ont promu l'implication dans le champ de la formation continue de nouveaux acteurs. Le tableau 15.1 pre Âsente les diffe Ârents types de promoteurs associe Âs aux programmes de formation continue du FSE en Wallonie et a Á Bruxelles. Parmi les ope  rateurs be Âne  ficiant des financements du Fonds social europe  en, on note une part importante d'acteurs classiques de la formation en Belgique : les ope  rateurs institutionnels de la formation (soit le FOREM, BruxellesFormation, l'Enseignement de Promotion sociale et l'Institut de formation des classes moyennes), les fonds sectoriels sont fortement repre Âsente  s. On constate e  galement la pre Âsence d'ope  rateurs de formation dont la mission premie Áre est la formation initiale (hautes e Âcoles, universite Âs) ou l'insertion des demandeurs

 rateurs implique  s et nature des projets de  veloppe Âs Types d'ope

305

Tableau 15.1 Promoteurs impliqueÂs dans les projets de formation continue financeÂs par le FSE (1995-99)

Type de promoteur

N

OpeÂrateurs institutionnels de formation UniversiteÂs et Hautes eÂcoles Fonds sectoriels de formation FeÂdeÂrations ou associations professionnelles sectorielles Associations de formation professionnelle Organismes d'eÂconomie sociale Autres organismes eÂconomiques priveÂs ou publics Centres de recherche et de deÂveloppement Autres Total projets

Source :

%

68 29 15 9 15 9 11 9 28

34 15 8 5 8 5 6 5 14

193

100

GIRSEF, IRES, IAG (UCL), 2000.

d'emploi (associations de formation professionnelle). Enfin, des acteurs se voient attribuer un ro à le nouveau dans la formation des adultes (organismes d'e Âconomie sociale, centres de recherche), souvent dans le cadre de partenariats avec d'autres ope  rateurs. Les programmes du Fonds social europe Âen ont permis le de Âveloppement de 193 projets sur l'ensemble des deux phases de re Âalisation (1995-97 et 1998-99). La formation professionnelle constitue le type d'action privile Âgie  par les promoteurs de projets. En effet, 64 % des projets proposent ou incluent au moins une action de formation continue

215

. Les autres projets proposent des e Âtudes d'anti-

cipation des e  volutions de l'emploi et des qualifications ou des outils de formation (programmes, re  fe  rentiels).

2.2 CaracteÂristiques des formations deÂveloppeÂes Sur l'ensemble des deux pe Âriodes des programmes, 248 formations ont e Âte  de  veloppe  es, 16 000 personnes, essentiellement des travailleurs, y ont participe Â. Ces formations peuvent e Ãtre caracte  rise  es selon plusieurs crite Á res : le contenu, les be  ne  ficiaires, les caracte  ristiques organisationnelles, leur rapport aux mutations industrielles ou encore le type de certification de Âlivre  e. Les contenus de formation de Âveloppe  s dans le cadre du Fonds social semblent diverger sensiblement des pratiques de formation de Âveloppe  es a Á l'initiative des entreprises. La comparaison des diffe Ârents types de contenus, a Á partir de classifications internationales, permet d'identifier ces diffe Ârences. Le tableau 15.2 215

Un projet de  veloppant parfois plusieurs actions de formation.

306

Âs La formation continue des salarie

Tableau 15.2 Formations reÂaliseÂes dans le cadre des programmes FSE (1995-99) et contexte belge Contenus de la formation

Formations FSE 1995-99

Toutes formations en entreprise (1993)

31,9 19,2 22,1 3,3 5,8 8,6 1,3 4,9 0,0 3,3

14,2 32,8 7,2 0,0 8,4 4,8 9,3 5,0 7,2 11,1

Informatique et multimeÂdia Techniques de production industrielles SeÂcuriteÂ, environnement Formation peÂdagogique Gestion d'entreprise Gestion du temps, GRH Techniques commerciales, finance Qualite Languesa Autre Total formations

a

100,0

100,0

non eÂligible dans le cas des programmes FSE. De Brier et Meuleman (1996) ; GIRSEF, IRES, IAG (2000).

Source :

met en perspective les donne Âes d'une enque à te sur les pratiques de formation dans les entreprises belges et les re Âsultats de celle re Âalise  e aupre Ás des promoteurs

cf. infra

soutenus par le Fons social europe Âen (

).

Les formations a Á contenu plus ge Âne  ral (comme l'informatique ou la gestion des ressources humaines) sont davantage pre Âsentes dans les programmes du FSE. Ceci s'explique probablement par l'exigence de transfe Ârabilite  des compe  tences acquises. Ces contenus de formation « plus ge Âne  raux et transfe  rables » sont moins susceptibles d'e Ãtre de  veloppe  es par les entreprises. On notera e  galement la forte proportion, dans les projets FSE, de formations relatives a Á l'informatique, la bureautique ou le multime Âdia. Il s'agit d'un des e  le  ments qui tendent a Á montrer que l'exigence de re Âponse aux mutations industrielles a e  te  interpre  te  e par les promoteurs de formations comme la ne Âcessite  d'adapter les compe Âtences des salarie  s aux e  volutions technologiques. Les be  ne  ficiaires des formations de Âveloppe  es sont en grande majorite  des hommes (65 %), a Ãge  s de 25 a Á 45 ans (64 %), issus d'entreprises de moins de 50 travailleurs (75 %)

216

. Un peu moins de la moitie  des formations s'adresse a Á des

travailleurs de haut niveau de qualification (48 % de cadres, dirigeants d'entreprises, inge  nieurs) et un tiers s'adresse a Á des travailleurs de bas niveau de qualification (employe  s, ouvriers) ; les autres formations touchent un public plus he Âte  roge Á ne du point de vue de la qualification (demandeurs d'emploi, inde Âpendants). 216

On trouvera plus loin une mise en contexte de ces donne Âes. Le tableau 3 pre  sentera les principales caracte Â-

ristiques des publics be Âne  ficiaires des formations de  veloppe  es a Á l'initiative des entreprises en Belgique.

 valuative des re  alisations des programmes Approche e

307

L'analyse des caracte Âristiques organisationnelles des actions de formation fait ainsi e  merger un mode Á le dominant d'organisation : formations courtes de moins de 30 heures (60 %), non certifie Âes (60 %), re Âalise  es en centre de formation (64 %), au de  part d'une initiative commune entre le travailleur et l'employeur (45 %). L'exercice d'e Âvaluation de programme demande de de Âpasser l'approche descriptive pour permettre, a Á partir de re Âfe  rentiels, de porter un jugement critique sur les actions de Âveloppe  es.

3. APPROCHE EÂVALUATIVE DES REÂALISATIONS DES PROGRAMMES

Les donne  es produites gra Ãce a Á l'enque à te re  alise  e aupre Á s des ope  rateurs du Fonds social europe Âen et leur confrontation a Á celles relatives au contexte dans lequel se de Âroulent les actions permettent d'e Âvaluer les actions de Âveloppe  es et les programmes pris globalement. La de Âmarche d'e Âvaluation (voir encadre  15.2) visait a Á confronter une analyse des re Âalisations des programmes a Á leurs crite Á res de priorite  (lien aux mutations industrielles, anticipation, innovation, nouveaux profils professionnels et publics peu qualifie Âs et des PME). Nous abordons ci-apre Ás trois the  matiques : les types de publics be Âne  ficiant des actions de formation, la pertinence des formations de Âveloppe  es au regard des grands objectifs des programmes et le de Âveloppement de pratiques innovantes de formation.

ENCADRE 15.2 La deÂmarche de l'eÂvaluation de programme La pratique de l'eÂvaluation des politiques publiques tend aÁ se deÂvelopper au cours des dernieÁres anneÂes. Dans l'ideÂal, elle devrait eÃtre inteÂgreÂe au processus de deÂcision politique. L'eÂvaluation se distingue du controÃle administratif qui porte sur le respect des proceÂdures et des criteÁres de financement. L'objectif de l'eÂvaluation d'un programme ou d'une politique publique est d'eÂtablir la mesure dans laquelle la mise en úuvre des politiques rencontre les objectifs initialement fixeÂs. L'eÂvaluation des programmes du Fonds social europeÂen visant aÁ l'adaptation des travailleurs aux institutions industrielles reposait pour l'essentiel sur une mise en relation des actions cofinanceÂes, du contexte dans lequel elles ont eÂte deÂveloppeÂes et des prioriteÂs du programme (voir encadre 15.1). La deÂmarche d'eÂvaluation articulait trois seÂquences : une eÂtude du contexte du deÂveloppement des programmes eÂtudieÂs, un inventaire des actions cofinanceÂes et un travail eÂvaluatif d'analyse et de comparaison de ces donneÂes.

308

Âs La formation continue des salarie

Une analyse de contexte

Une description du contexte d'actions visant l'adaptation des travailleurs aux mutations industrielles doit porter sur deux dimensions : un eÂtat des connaissances sur les eÂvolutions quantitatives et qualitatives des meÂtiers et des qualifications, ainsi qu'un eÂtat des lieux des pratiques de formation continue des salarieÂs. Dans cette perspective, nous avons consulte la litteÂrature reÂcente sur le sujet. Les tendances lourdes de l'eÂvolution des meÂtiers et qualifications ont pu eÃtre eÂtablies. De meÃme, les principales caracteÂristiques des formations continues et les deÂterminants de l'acceÁs aÁ celles-ci ont eÂte mises aÁ jour (Conter et Maroy, 1999a). Ces diffeÂrentes donneÂes constituent les reÂfeÂrentiels d'eÂvaluation de notre exercice.  alisations Un inventaire des re

Un inventaire des reÂalisations a eÂte entrepris afin de donner une vue d'ensemble du programme. Cet inventaire repose sur une enqueÃte par questionnaire adresseÂe aux 193 promoteurs des programmes eÂvalueÂs. Cette enqueÃte visait aÁ caracteÂriser les actions mises en úuvre, les objectifs et reÂsultats de celles-ci, aÁ identifier les difficulteÂs de mise en úuvre, le type de promoteurs deÂveloppant l'action et les caracteÂristiques des partenaires de celui-ci.  valuatif Un jugement e

Enfin, la confrontation des donneÂes issues de l'inventaire des reÂalisations aÁ celles de l'analyse de contexte et aux criteÁres de priorite des programmes du FSE nous a permis d'eÂvaluer les projets et les programmes dans leur globaliteÂ. La pertinence des projets par rapport aux objectifs a ainsi pu eÃtre appreÂcieÂe (voir encadre 15.3) et une typologie des actions de formations a eÂte eÂtablie.

3.1 Publics beÂneÂficiaires des actions de formation Les programmes du Fonds social europe Âen s'adressent en priorite  a Á des groupes cibles de Âfinis : il s'agit des « travailleurs menace Âs de cho à mage », des salarie  s des petites et moyennes entreprises. Par ailleurs, les autorite Âs de l'Union entendent promouvoir le principe de l'e Âgalite  des chances. Les diffe  rents groupes ainsi vise Âs be  ne  ficient ge Âne  ralement peu des programmes de formation professionnelle. On observe en effet en Belgique de fortes disparite  s dans l'acce Á s aux formations. Outre les discriminations classiques (a Ãge, sexe, niveau de qualification), on observe d'importantes variations de la participation des adultes a Á la formation selon la taille de l'entreprise, le secteur ou la re  gion (De Brier et Meuleman, 1996 ; Conter et Maroy, 1999a). Les hommes, les travailleurs de 25 a Á 40 ans et ceux des grandes entreprises, les employe Âs et plus encore les cadres participent davantage aux formations professionnelles que les autres salarie Âs, de me Ãme que ceux qui be Âne  ficient d'un niveau de formation initiale e  leve  217

217

.

La participation des adultes a Á une formation de Âpend aussi de variables structurelles telles que la re Âgion ou

l'entreprise. L'enque à te CVTS re  alise  e en Belgique comme dans l'ensemble des pays europe Âens fournit des donne  es particulie Á rement re Âve  latrices de ces ine  galite  s. Cette participation diffe Á re fortement selon les re  gions du

 valuative des re  alisations des programmes Approche e

309

Tableau 15.3 ReÂpartition des beÂneÂficiaires des actions de formation continue (%) BeÂneÂficiaires des actions de formation Hommes Femmes SalarieÂs de moins de 25 ans SalarieÂs de 25 aÁ 45 ans SalarieÂs de plus de 45 ans Cadres EmployeÂs Ouvriers SalarieÂs d'entreprises de ± de 10 travailleurs SalarieÂs d'entreprises de 10 aÁ 50 travailleurs SalarieÂs d'entreprises de + de 50 travailleurs Total formations

Source :

Programmes FSE Toutes formations en entreprises 64,8 35,2 16,3 64,1 19,6 47,8 32,2 20,0 52,1 22,9 25,0 100,0

73,5 26,5 16,7 71,2 12,1 21,7 54,3 24,0 22,3 27,7 50,0 100,0

De Brier et Meuleman (1996) ; GIRSEF, IRES, IAG (2000). Le tableau 15.3 compare la ventilation des publics be Âne  ficiaires des for-

mations pour ce qui concerne les formations soutenues par le FSE et pour l'ensemble de celles re  alise  es a Á l'initiative des entreprises. Cette mise en perspective permet d'appre  cier l'effet correcteur des programmes finance Âs par le FSE. L'hypothe Á se d'une correction des ine Âgalite  s d'acce Ás a Á la formation par les programmes FSE doit e Ãtre nuance  e. On observe en effet une plus grande repre Âsentation des femmes parmi les be Âne  ficiaires. De me Ãme, les programmes cofinance  s ont touche  prioritairement des salarie Âs de PME, et en particulier de toutes petites entreprises (moins de 10 salarie Âs), alors que ceux-ci ont en ge Âne  ral moins d'opportunite  s de formation. Par contre, les formations finance Âes par le FSE ont touche  davantage les cadres qui participent traditionnellement davantage aux formations de  veloppe  es a Á l'initiative des entreprises.

3.2 Pertinence des formations deÂveloppeÂes Les objectifs e Ânonce  s des programmes du FSE apparaissent parfois ambitieux. Comment les projets mis en úuvre contribuent-ils a Á la re  alisation de ces objectifs ? Le traitement des re Âsultats de l'enque Ãte nous a permis de confronter pays : 21 % en Wallonie, 37 % a Á Bruxelles et 40 % en Flandre. La taille de l'entreprise est un autre de Âterminant de la participation des travailleurs a Á une formation dans la mesure ou Á les grandes entreprises sont davantage formatrices que les PME : de 14 a Á 16 % de participation dans les PME (moins de 250 travailleurs), 30 % dans les entreprises de plus de 250 travailleurs et 46 % dans les entreprises de plus de 500 travailleurs. Le secteur de  termine e  galement ce taux de participation : le taux est e Âleve  dans les secteurs « formateurs » tels que les services financiers, les te Âle Âcommunications, l'e Âlectricite  (40 %) alors qu'il est tre Ás faible dans d'autres secteurs comme la construction ou le textile (15 %).

310

Âs La formation continue des salarie

plusieurs caracte  ristiques descriptives des projets (articulation de la formation a Á une e  tude pre  alable des e  volutions des qualifications, type de publics be Âne  ficiaires, secteurs professionnels concerne Âs, par exemple) et nos crite Áres d'e  valuation. La pertinence des projets par rapport aux objectifs des programmes a e Âte  e  value Âe au moyen d'un indice synthe Âtique dont le principe est de Âtaille  dans l'encadre  15.3.

ENCADRE 15.3 EÂvaluation de la pertinence d'actions deÂveloppeÂes par rapport aux objectifs des programmes qui les financent Les criteÁres de priorite (ou d'eÂligibiliteÂ) des programmes eÂvalueÂs sont multiples (voir encadre 15.1). Pour appreÂcier la pertinence des projets deÂveloppeÂs par rapport aux objectifs des programmes, un indice de pertinence a eÂte construit. Celui-ci repose sur la valeur pondeÂreÂe de cinq indicateurs correspondant aux principaux criteÁres d'eÂligibilite des programmes. Chacun de ces indicateurs aura une valeur nulle ou eÂgale aÁ 1 selon que le projet reÂpond ou non au criteÁre de priorite correspondant. Le premier indicateur, relatif aux mutations industrielles sera positif (valeur = 1) si le projet deÂveloppe vise des eÂvolutions de meÂtiers d'au moins deux secteurs ouÁ de fortes variations quantitatives ou qualitatives de l'emploi sont observeÂes. Le reÂfeÂrentiel de cet indicateur est l'eÂtude de contexte socio-eÂconomique reÂaliseÂe dans le cadre de l'eÂvaluation (voir encadre 15.2). Le deuxieÁme indicateur porte sur les publics beÂneÂficiaires de la formation. Il sera positif si ceux-ci sont constitueÂs pour l'essentiel de travailleurs faiblement qualifieÂs. Le troisieÁme indicateur sera positif si la formation porte sur des profils professionnels nouveaux. Si la formation deÂveloppeÂe est preÂceÂdeÂe d'une eÂtude de l'eÂvolution des meÂtiers et des qualifications viseÂes, le quatrieÁme indicateur, relatif aÁ l'anticipation, sera positif. Enfin, le criteÁre d'innovation est plus difficile aÁ opeÂrationnaliser. On peut cependant consideÂrer qu'une formation deÂveloppeÂe aÁ la suite d'une eÂtude preÂalable des besoins est plus innovante qu'une formation reposant sur l'utilisation de programmes structurellement mis en úuvre par le promoteur. L'indicateur d'innovation valorisera deÁs lors les formations dont les objectifs et les contenus sont deÂfinis aÁ partir de sources externes aÁ l'opeÂrateur. L'indice de pertinence sera e Âgal a Á la somme des valeurs des indicateurs qui le composent. Une ponde Âration a e  te  e  tablie en raison de l'ope Ârationnalisation plus aise  e de certains crite Á res et de la plus grande fiabilite  des donne  es de l'enque à te sur ces the Á mes. Celle-ci est pre Âsente  e dans le tableau 15.4. L'indice sera

.

enfin ramene  a Á une e  chelle de 0 a Á 10 Un projet aura donc le score maximal (10) s'il est lie  aux mutations industrielles (e Âvolution de l'emploi et des qualifications), articule  a Á une e  tude d'anticipation des e Âvolutions de l'emploi et des qualifications ; s'il porte sur de nouveaux profils professionnels, s'adresse davantage aux travailleurs moins qualifie Âs, et si les objectifs et contenus de la formation sont Á l'inverse, un projet qui ne de  finis a Á partir de sources externes au promoteur. A rencontrerait aucun de ces crite Áres aura un indice de pertinence e Âgal a Á 0.

311

 valuative des re  alisations des programmes Approche e

Tableau 15.4 EÂleÂments constitutifs de l'indice de pertinence CriteÁre d'eÂligibiliteÂ

Indicateur

Mutations industrielles La formation concerne au moins deux secteurs concerneÂs par d'importantes variations quantitatives ou qualitatives de l'emploi Publics prioritaires La formation s'adresse en priorite aux travailleurs peu qualifieÂs Profils professionnels La formation porte sur de nouveaux profils professionnels Anticipation La formation s'articule aÁ une eÂtude des eÂvolutions des meÂtiers ou qualifications Innovation Les objectifs et contenus de la formation ont eÂte deÂfinis aÁ partir de sources externes au promoteur

PondeÂration 2 2 1 1 1

L'inte  re à t d'un tel indice est multiple : il permet d'identifier les crite Áres d'e  ligibilite  rencontre  s par le plus grand nombre de projets, de me Ãme qu'il rend possible l'appre Âciation de la pertinence de chaque projet par rapport aux objectifs des programmes ainsi que celle des projets pris dans leur ensemble. Cet indice de pertinence permet en outre d'identifier les promoteurs de projets les plus pertinents ou encore d'appre Âcier la force des diffe Ârents types d'ope  rateurs par rapport aux diffe  rents crite Á res de priorite  (quels promoteurs re Âpondent le mieux a Á quels crite Á res ?). Enfin, puisque les programmes ont repose  sur deux appels a Á projets (1995-97 et 1998-99), l'indice permet d'e Âvaluer dans le temps l'e Âvolution de la pertinence de l'ensemble des projets de Âpose  s. Globalement, nous avons pu observer que l'inscription des projets de Âveloppe  s dans les objectifs e Ânonce  s des programmes e Âtait assez faible. La moyenne de notre indice de pertinence (variant de 0 a Á 10) s'e  le Á ve a Á 3,43. Une forte dispersion est cependant observe Âe parmi les projets. Ainsi, un certain nombre de formations (21 %) e Âpousent la plupart des objectifs des programmes et ont un indice de pertinence e  leve  e (e  gal ou supe Ârieur a Á 5,0). Par contre, un autre ensemble de formations, plus nombreuses, s'ave Áre e à tre peu pertinent par rapport aux objectifs des programmes (un quart des formations ne rencontre qu'au maximum un seul des crite Áres formalise  s par nos indicateurs). La construction de nos indicateurs montre que certaines conditions d'e Âligibilite  e  taient remplies par davantage d'actions de formations : c'est le cas des crite Á res d'innovation, d'articulation aux mutations industrielles et d'innovation rencontre  s par plus de 40 % des formations. Par contre, peu de formations

Tableau 15.5 ReÂpartition du nombre de formations selon la valeur de l'indice de pertinence Valeur de l'indice 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Nbr de formations 25 42 0 58 70 0 35 9 0 8 1 Source :

GIRSEF, IRES, IAG (2000).

312

Âs La formation continue des salarie

Tableau 15.6 Nombre de formations rencontrant les criteÁres d'eÂligibilite CriteÁre d'eÂligibiliteÂ

Nombre de projets concerneÂs

%

Mutations industrielles Anticipation Profils professionnels Publics prioritaires Innovation

103 112 52 68 102

41,5 45,2 21,0 27,4 41,1

Nombre total de formations

248

Source :

100,0

GIRSEF, IRES, IAG (2000).

de  veloppe  es portaient sur des profils professionnels nouveaux ou s'adressaient en priorite  a Á des publics peu qualifie Âs. Si l'on met en perspective la valeur de l'indice de pertinence des formations de  veloppe  es et le type de promoteurs qui les ont porte Âs, on peut observer que les projets de Âpose  s par les organismes sectoriels de formation, les asbl de formation et les organismes d'e Âconomie sociale sont globalement les plus pertinents. Une forte dispersion de la pertinence des actions de formation est cependant observe Âe chez les diffe  rents types de promoteurs. Nous avons par ailleurs analyse  la performance des diffe Ârents ope  rateurs par rapport aux diffe Ârents crite Á res d'e  ligibilite  . Nous avons ainsi pu mettre en e  vidence que certains ope Ârateurs e  taient performants sur la plupart des crite Áres (associations professionnelles, organismes d'e Âconomie sociale, asbl de formation). En revanche, certains promoteurs peuvent avoir des formations dont la pertinence moyenne est e Âleve  e tout en rencontrant que tre Ás faiblement l'un ou

Tableau 15.7 Valeur moyenne et dispersion de l'indice de pertinence selon le type de promoteur Type de promoteur OpeÂrateur institutionnel de formation Universite et Haute eÂcole Fond sectoriel de formation FeÂdeÂration ou association professionnelle sectorielle Association de formation professionnelle Organisme d'eÂconomie sociale Autre organisme eÂconomique prive ou public Centre de recherche et de deÂveloppement Autre Ensemble des formations

Source :

GIRSEF, IRES, IAG (2000).

Indice moyen

EÂcart-type

3,00 3,29 3,39 4,86 4,47 4,86 4,30 4,46 3,36

2,06 2,37 1,63 3,70 1,77 3,76 2,06 2,60 1,82

3,43

2,21

 valuative des re  alisations des programmes Approche e

313

l'autre crite Á re. Il s'agit notamment des organismes e Âconomiques prive Âs ou publics ou des centres de recherche et de Âveloppement qui s'adressent rarement aux 218 Á . A l'inverse, les hautes e Âcoles et universite  s, dont les publics peu qualifie Âs formations de Âveloppe  es ont une pertinence relativement faible par rapport aux orientations des programmes, rencontrent relativement bien les crite Áres d'anticipation, d'innovation ou de lien des formations aux mutations industrielles. Notre analyse de la pertinence des formations par rapport aux objectifs du programme a mis en e Âvidence une faible ade Âquation des projets de  pose Âs a Á ces objectifs. Elle a e Âgalement permis de nuancer le propos : certains types d'ope Ârateurs s'inscrivent mieux dans la philosophie des programmes et certains crite Áres d'e  ligibilite  semblent plus accessibles a Á certains ope  rateurs. Toutefois, il faut avoir a Á l'esprit que cet indice de pertinence ne doit pas e Ãtre conside  re  sans pre  caution critique, car il est construit sur base des repre Âsentations et des re Âponses donne  es par les promoteurs de projets qui ne sont sans doute pas toujours sans biais, ensuite les scores sont fonction de la ponde Âration des crite Áres adopte  s et donc toujours discutables, et enfin, l'e Âchelle qui en re Âsulte est de Âfinie de fac Ë on

absolue

en regard des objectifs des programmes, tels qu'ils se laissent appre Âhen-

der par les crite Á res d'e  ligibilite  et de priorite Â.

3.3 Pratiques innovantes de formation Par la de  finition de crite Á res d'e  ligibilite  , le Fonds social europe  en vise a Á favoriser des approches ou des contenus particuliers de formation. L'innovation est une des principales exigences du FSE par rapport aux projets qu'il finance. Il est difficile de donner une de Âfinition pre  cise de ce crite Á re. Une formation n'est pas en elle-me à me innovante, elle l'est par rapport a Á un contexte de  termine Â. Il est souvent associe Âa Á l'innovation une dimension technologique. C'est en ce sens qu'a e  te  interpre  te  ce crite Á re par les promoteurs et les responsables de la se  lection des programmes. Comme nous l'avons mentionne Â, pre Á s d'un tiers des formations de Âveloppe  es portait sur des contenus relatifs a Á l'informatique ou au multime  dia. Cette conception de l'innovation pre Âsente quelques limites ; elle est parfois porteuse de contradiction avec l'objectif d'ouverture de l'acce Ás aux formations de davantage de travailleurs peu qualifie Âs. Une autre de Âfinition de l'e Âvaluation a e  te  prise en compte dans notre exercice d'appre  ciation de la pertinence des formations de Âveloppe  es par rapport aux objectifs des programmes. Nous avons formalise  un indicateur d'innovation reposant sur les sources a Á partir desquelles avaient e Âte  de  finis les objectifs et les contenus de formation. Nous avions conside Âre  que la de  marche d'un promoteur 218

Aucune des dix formations porte Âes par les organismes e Âconomiques ne s'adresse en priorite  aux travailleurs

peu qualifie  s.

314

Âs La formation continue des salarie

qui ne s'appuyait pas sur ses pratiques habituelles mais veillait a Á de  velopper une formation a Á partir d'une e Âtude des besoins en formation ou des e Âvolutions observe  es des me  tiers relevait de l'innovation. Plus largement, on peut conside  rer que le caracte Áre innovant d'une formation re Âside dans un ensemble de caracte Âristiques organisationnelles et pe Âdagogiques. Fusulier et Maroy (1996) ont ainsi esquisse  une de  finition des formations innovantes dans le contexte belge Celles-ci combinent plusieurs traits peu fre Âquents au sein des pratiques usuelles de formation initie Âes par les entreprises : alternance emploi-formation, publics compose Âs de travailleurs peu qualifie Âs, formations longues et certifie Âes. Les donne  es issues de notre enque Ãte aupre Á s des promoteurs de formation nous ont permis d'identifier diffe Ârentes logiques de formations. Pour identifier et caracte  riser les diffe  rentes approches des formations finance Âes, nous avons e Âtabli une typologie des formations. Celle-ci a e Âte  construite sur base des crite Áres d'e  ligibilite  des programmes e Âvalue  s et a Á partir des principales caracte Âristiques des formations de Âveloppe  es La longueur de la formation, le fait qu'elle soit certifie  e et le type de be Âne  ficiaires ont constitue  les principales variables de notre analyse (variables actives). D'autres variables ont aussi e Âte  utilise  es (variables illustratives) : il s'agit du lieu de la formation, de l'origine de la demande, du statut du promoteur et du contenu de la formation. L'analyse de correspondance fait apparaõÃtre trois facteurs opposant les projets, qui expliquent 60 % de la variance. Un premier facteur oppose les formations certifie Âes a Á celles qui ne le sont pas. Un deuxie Áme facteur oppose les formations longues (plus de 60 heures) aux formations moyennes et courtes (moins de 30 heures). Un dernier facteur oppose le type de public vise  par l'action de formation, de Âfini par le niveau de qualification. Ces facteurs permettent de de  gager quatre types de formations qui pre Âsentent des caracte Âristiques relativement oppose  es. Quatre types de formations ont e Âte  de  veloppe  s dans le cadre des programmes du FSE. Un premier groupe de formations, que l'on peut qualifier de « formations des organismes e Âconomiques » se compose de formations courtes, non certifie  es, visant des hauts niveaux de qualification, qui se de Âroulent dans des centres de formation. Par ailleurs, ce sont les directions d'entreprises qui, conjointement avec les travailleurs, sont a Á la source de l'initiative de l'offre de formation. Ces formations sont les plus nombreuses parmi les projets de Âveloppe  s (55 %) et sont surtout porte Âes par des organismes e Âconomiques prive  s. Elles correspondent donc a Á ce que ces ope  rateurs peuvent offrir sur le marche  de la formation : des formations pointues pour un personnel fortement qualifie Â. Les formations « industrielles innovantes » constituent le deuxie Áme groupe de formations de  fini par notre typologie (15 %). Ces formations ont lieu a Á la fois

Conclusions

315

dans un centre de formation et en situation de travail, durent de 30 a Á 60 heures, s'adressent aux publics de bas niveau de qualification, sont certifie Âes et ont pour objet des « techniques de production industrielle ». Elles portent souvent sur de nouveaux profils professionnels. Un troisie Áme groupe de formations (15 %), que nous avons qualifie Âes de « formations des grands organismes publics de formation ou d'enseignement » se compose de formations oriente Âes vers un public de qualification he Âte  roge Á ne, non certifie  es et de  veloppe  es a Á l'initiative des travailleurs. Enfin, le dernier groupe de notre typologie (15 %) se compose des « formations longues en centre de formation » qui portent sur la gestion du temps et des ressources humaines ainsi que sur la qualite Â. La construction d'une telle typologie permet de relever quelques caracte Âristiques importantes des orientations d'ensemble des actions de formation continue des travailleurs finance Âes par le Fonds social europe Âen. Il semble en effet exister un ensemble d'actions de formation positives a Á plusieurs e  gards (

cf.

les

« formations industrielles innovantes ») : elles s'adressent aux travailleurs peu qualifie  s de l'industrie et re  pondent a Á des besoins d'adaptation aux mutations industrielles particulie Á rement cruciaux qui se manifestent a Á leur endroit ; elles sont certifie  es et pre  sentent de Á s lors une garantie minimale de valorisation transversale du point de vue des travailleurs. Enfin, elles articulent un mode scolaire de transmission des savoirs en centre de formation et un apprentissage en situation de travail. Cette combinaison de modes pe Âdagogiques, proche des principes de « l'alternance travail-formation », apparaõÃt bien adapte Âe aux publics relativement peu scolarise  s. En revanche, la majorite  des actions finance Âes est beaucoup plus traditionnelle puisqu'elle se de Âroule en centre de formation, n'est pas certifie Âe et vise un public he Âte  roge Á ne ou de haut niveau de qualification. Il apparaõÃt donc que les moyens additionnels du FSE ont largement permis la reproduction de pratiques habituelles de formation ; ils ont dans le me Ãme temps favorise  des initiatives plus innovantes, surtout a Á l'adresse des travailleurs peu qualifie  s de l'industrie, c'est-a Á-dire la Á ou ÂÁ les mutations industrielles ont les conse quences les plus lourdes sur l'emploi et les qualifications.

4. CONCLUSIONS Dans un contexte de de Âveloppement d'une « socie Âte  de la connaissance » et de promotion de l'apprentissage tout au long de la vie, les programmes du FSE ont l'inde  niable me  rite de stimuler le de Âveloppement de pratiques de formation continue a Á l'adresse des travailleurs actifs dans la Communaute  Wallonie-Bruxelles. Pre Á s de 16 000 travailleurs ont ainsi participe  a Á une formation avec le

316

Âs La formation continue des salarie

soutien de ces programmes. Dans un pays ou Á Á le taux de participation des adultes a une formation professionnelle reste peu e Âleve  (Conter et Maroy, 1999a), un tel re  sultat n'est pas a Á ne  gliger. Les programmes ont-ils pour autant atteint leurs objectifs et contribue  a Á la formation des travailleurs Ð notamment peu qualifie Âs Ð les plus touche Âs par les mutations industrielles ? Ont-ils aussi corrige  les habituelles ine Âgalite  s d'acce Ás des travailleurs a Á la formation continue et produit de la sorte un effet d'e Âquite Â? Notre travail d'e Âvaluation s'est re  fe  re  aux crite Á res d'e  ligibilite  des programmes, qui en constituent les objectifs ope Ârationnels au-dela Á de leurs intentions ge  ne  rales. Nous avons ainsi e Âvalue  si les projets e Âtaient lie  s aux mutations industrielles, c'est-a Á-dire s'ils s'adressaient aux secteurs les plus concerne Âs par les e  volutions quantitatives ou qualitatives de l'emploi. La pre Âsence d'une logique d'anticipation dans les re Âalisations a e Âte  appre  cie  e en ve  rifiant si les formations e  taient oriente Âes par une pre  vision des changements d'emploi et de qualification. Il a par ailleurs e Âte  appre  cie  si les formations se re Âfe  raient a Á de nouveaux profils professionnels. La question de l'e Âquite  a e  te  traite  e en examinant le niveau de qualification des travailleurs be Âne  ficiant des formations. L'innovation a constitue  un crite Á re d'e  valuation autonome, mesurant davantage les effets du programme sur l'offre de formation continue. L'ensemble de ces indicateurs a permis la construction d'un indice synthe Âtique rendant compte de la pertinence des projets au regard des exigences des programmes. Au regard de ces crite Áres, l'e  valuation du programme peut paraõÃtre se  ve Á re. D'une part, l'indice synthe Âtique e  voque  re  ve Á le la faible pertinence des projets de  veloppe  s par rapport aux exigences des programmes. D'autre part, si l'on conside Á re chacun des crite Á res d'e  valuation isole  ment, il apparaõÃt que la proportion de projets qui rencontrent l'un ou l'autre de ceux-ci avoisine au maximum les 40 %. C'est le cas notamment des crite Áres de lien aux mutations et d'anticipation. De plus, seuls 20 % des projets concernent de « nouveaux profils professionnels ». Il n'est donc pas certain que, dans leur majorite Â, les projets finance  s contribuent a Á mieux faire face a Á des mutations industrielles. En ce qui concerne l'e Âquite  , nous avons estime  a Á 20 % la part des projets s'adressant aux travailleurs peu qualifie Âs. Par ailleurs, on remarque que les publics des formations finance  es pre  sentent des distributions plus e Âgalitaires en ce qui concerne le sexe et l'a Ãge, en comparaison aux travailleurs qui participent habituellement a Á une formation initie Âe par leurs employeurs. Par contre en ce qui concerne la qualification, les programmes du FSE favorisent davantage de plus hauts niveaux. On peut faire l'hypothe Áse que les be  ne  ficiaires plus a Ãge  s seraient en re  alite  , pour partie au moins, des cadres de PME relativement qualifie Âs. De Ás lors, l'effet e  galitaire suppose  au niveau de l'a Ãge ne serait qu'un effet de structure lie  au public touche Â.

Conclusions

317

Ce diagnostic doit cependant e Ãtre situe  par rapport au contexte dans lequel les programmes du Fonds social europe Âen ont e  te  de  veloppe  s. On peut en effet se demander si les objectifs assigne Âs aux programmes n'e Âtaient pas, dans le cas de la Communaute  Wallonie Bruxelles, excessivement ambitieux. Nous avons mis en e Âvidence quelques faiblesses du syste Áme de formation : la participation des adultes a Á une formation, l'effort des entreprises en la matie Áre, la culture d'anticipation, le de Âveloppement des outils d'anticipation des e Âvolutions des qualifications et de l'emploi, l'inte Âgration et la re Âgulation des offres, le de  veloppement des instruments de validation des acquis et des compe Âtences sont relativement faibles alors que les ine Âgalite  s d'acce Ás a Á la formation sont importantes (Maroy et Conter, 2000). Dans ce contexte, les crite Áres de priorite  du programme paraissent, dans leur multiplicite  et leur combinaison, exigeants : demander aux ope Ârateurs de de Âvelopper des projets qui, simultane Âment, s'appuient sur une analyse anticipant les e Âvolutions des qualifications, dans des secteurs concerne  s par les mutations, en ciblant de nouveaux profils professionnels tout en visant les peu qualifie Âs et en veillant a Á innover, s'apparente a Á une gageure. Nous avons notamment mis en e Âvidence que certains crite Áres pouvaient engendrer des contradictions entre des objectifs peu hie Ârarchise  s. Ainsi, le crite Áre d'innovation, interpre Âte  le plus souvent dans une veine techniciste (formation aux nouvelles technologies) a pu entrer en tension avec le souci de s'adresser a Á des publics faiblement qualifie Âs. Tel ope  rateur choisissait, par exemple, de de Âvelopper un CD-Rom, inaccessible mate Âriellement ou culturellement a Á des travailleurs peu qualifie  s, tant sur le lieu de travail qu'a Á domicile. En de  finitive, un des principaux enseignements de notre e Âvaluation est que l'effet majeur des programmes du FSE a e Âte  de stimuler les adaptations de quelques secteurs e Âconomiques en mutation, d'y accompagner la modernisation technologique ou organisationnelle, sans avoir joue  un ro à le majeur dans la pre Âvention des impacts sociaux ne Âgatifs de ces mutations. En effet, une proportion Ð minoritaire mais significative Ð de projets re Âpondent bien a Á des changements d'organisation, de marche  ou de technologie mais le plus souvent en s'adressant a Á des travailleurs relativement qualifie Âs. De telles de Âmarches peuvent sans doute contribuer a Á acce  le  rer ou ame  liorer les adaptations ne Âcessaires du tissu socioe  conomique. Il n'est pas certain qu'elles permettent d'e Âviter la mise a Á l'e  cart des travailleurs les plus faiblement qualifie Âs. Si l'on voulait e Âviter qu'a Á l'avenir les logiques e Âconomiques s'imposent aux objectifs sociaux, il y aura lieu de hie Ârarchiser les crite Áres de priorite  des programmes. Le crite Áre de publics cibles (travailleurs peu qualifie Âs, a à ge  s) devra e à tre favorise  par rapport a Á ceux relatifs aux mutations industrielles. Par ailleurs, s'agissant de l'impact des programmes sur le syste Áme de formation professionnelle continue, nous voudrions souligner l'impact positif

318

Âs La formation continue des salarie

de stimulation de l'innovation. Non seulement, une minorite  significative de projets explore des modalite Âs organisationnelles et pe Âdagogiques innovantes de formation (partenariat entre formateurs et entreprises, orientation vers les peu qualifie  s, certification, alternance travail/formation) mais on constate aussi que de « nouveaux » ope  rateurs de formation (les fonds sectoriels, organismes d'e Âconomie sociale, et associations, soit un ensemble d'ope Ârateurs prive  s mais souvent subventionne  s) pre  sentent un bilan relativement positif, au regard des ope Ârateurs publics de formation. Un tel constat invite a Á approfondir et diffuser ces pratiques nouvelles dans l'ensemble du champ de la formation, en particulier aupre Ás des ope  rateurs publics. L'enjeu nous paraõÃt crucial notamment en ce qui concerne l'objectif social de prise en compte de publics prioritaires. Cet objectif renforcerait la justification du maintien d'un service public de formation professionnelle a Á l'heure ou  rateurs prive  s marchands de Âveloppent de nouvelles activite Âs en Á des ope ce domaine.

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CHAPITRE

16 L'EFFET DES FORMATIONS

PROFESSIONNELLES à DE CHOMEURS De l'impact sur les individus Á l'impact macroe  conomique a

219

Bruno VAN

DER

LINDEN

FNRS et IRES, Universite catholique de Louvain

219

Je remercie Bart Cockx sans qui une large part des travaux e Âvoque  s ici n'existeraient pas. Je remercie Vincent

Bodart et Christine Mainguet pour leurs commentaires sur une version ante Ârieure de ce texte.

320

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

REÂSUME L'effet des formations professionnelles de choÃmeurs doit se comprendre aÁ la lumieÁre du diagnostic des causes du choÃmage. L'article eÂvoque brieÁvement cet aspect. La mesure de l'effet des politiques du marche du travail se heurte aÁ des difficulteÂs 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 efficacite de ces formations, tant du point de vue de leurs beÂneÂficiaires que du point de vue collectif de l'emploi.

1. INTRODUCTION Partant d'e  tudes re  alise  es a Á l'IRES, ce texte pre Âsente un e Âtat des connaissances sur l'impact de ces formations en Belgique et en Wallonie. En re Á gle ge  ne  rale, le rele Á vement des niveaux de qualification est d'abord perc Ë u comme une politique a Á moyen et long terme. Le savoir-faire humain est notre avantage comparatif par excellence a Á l'e  chelle mondiale. Favoriser celui-ci apparaõÃt de Á s lors comme une condition ne Âcessaire pour que se de Âveloppent en Belgique des activite Âs e  conomiques moins menace Âes par celles des pays a Á bas salaire ou par les changements technologiques (e Âconomiseurs de main-d'úuvre moins qualifie  e). L'ame  lioration des qualifications n'a toutefois pas qu'une vise Âe de long Á tout moment, des postes vacants demeurent non pourvus parce que des terme. A employeurs estiment ne pas trouver une main-d'úuvre adapte Âe a Á leurs exigences. L'ampleur du phe Ânome Á ne est certainement fort variable d'une e Âpoque a Á l'autre. Lors d'une pe  riode d'intense activite Âe  conomique, ce type de difficulte  peut e à tre a Á l'origine d'une acce  le  ration de la croissance salariale dans les segments de marche  concerne  s. Par un effet de propagation, cette acce Âle  ration s'e  tend plus ou moins rapidement au niveau macroe Âconomique. Les tensions inflationnistes qui en re  sultent peuvent alors engendrer un e Âtouffement pre Âcoce de la reprise e Âconomique. Comme on le voit, la discussion sur le ro à le des formations soule Áve aussi des enjeux de court terme. Ce qui pre  ce Á de vaut naturellement pour les formations professionnelles organise  es pour les cho à meurs, dont traite cette contribution. Il importe cependant d'approfondir l'analyse afin de situer la place de ces formations dans la lutte contre le cho à mage. Au-dela Á des phe  nome Á nes cycliques et d'autres variations de court terme, les vingt-cinq dernie Áres anne  es ont notamment e Âte  caracte  rise  es par deux tendances : un accroissement puis une persistance de l'importance du cho Ãmage de longue dure Âe et un glissement horizontal de la courbe de Beveridge vers

Introduction

321

Taux de postes vacants

Taux de chômage

Figure 16.1 DeÂplacement de la courbe de Beveridge la droite. Cette courbe e Âtablit une relation entre taux d'emplois vacants en ordonne  e et taux de cho à mage en abscisse (figure 16.1). Deux grandes classes d'explications ont e Âte  apporte  es a Á ces deux tendances. La premie Áre met l'accent sur un proble Á me accru et persistant d'inade  quation entre le profil des postes vacants et celui des demandeurs d'emploi (de Ás leur entre  e en cho à mage). Ce phe  nome Á ne, certes difficile a Á quantifier, de  coulerait de destructions d'emplois provoque Âes par la de  sindustrialisation en ge Âne  ral, l'e  volution technologique (induite dans une certaine mesure par l'e Âvolution du cou à t relatif du travail) et la concurrence mondiale particulie Árement vivace pour les ta Ãches les moins qualifie Âes. Selon la seconde explication, l'allongement de la dure Âe

individuelle

d'inoc-

cupation est a Á l'origine des deux phe Ânome Á nes e  voque Âs a Á l'instant (on parle de «

vraie deÂpendance aÁ la dureÂe

»). Cet allongement engendre un de Âcouragement,

une de  structuration de la personne, une perte de savoir-faire, etc. qui conduisent to à t ou tard a Á un retrait de fait du marche  du travail et/ou au rejet par les employeurs potentiels. Il en re Âsulte un de  veloppement du cho à mage de longue dure Âe et un appariement plus difficile entre les postes vacants et les demandeurs d'emploi. Le proble Á me ne provient donc pas ici de l'inade Âquation entre le profil des demandeurs d'emploi (de Ás leur entre Âe en cho à mage) et celui des emplois vacants. Il re  sulte des facteurs qui empe Ãchent la correction rapide des chocs macroe Âconomiques de Âfavorables (rigidite  s salariales, etc.). L'enchaõÃnement est dans ce cas le suivant. Un choc macroe Âconomique de Âfavorable et temporaire (par exemple, une re  cession conjoncturelle) survient. Il entraõÃne une chute des chances de sortie du cho à mage (l'he  te  roge  ne  ite  des cho à meurs e Âtant ici un phe  nome Á ne secondaire). L'absence ou l'impossibilite  de correction imme Âdiate de ce choc implique que

322

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

les personnes licencie Âes demeurent en cho à mage durant un temps suffisant pour que s'enclenche un me Âcanisme de de Âcouragement ou de perte de savoir-faire par exemple. Quand le choc ne Âgatif s'estompe enfin, ces personnes sont pe Ânalise  es par leur dure  e d'inoccupation. L'enlisement est accompli. Ces deux sche  mas d'explication accordent une place diffe Ârente aux formations professionnelles. Si la premie Áre explication est retenue, ces formations, couple  es a Á des mesures visant a Á modifier la distribution des postes vacants dans l'e  conomie, doivent jouer un ro à le important

mais non exclusif

dans la re  duction

des inade  quations de profil. Si la seconde explication occupe l'avant plan, les formations se justifient pour autant que l'allongement de la dure Âe d'inoccupation entraõÃne, d'une manie Á re ou d'une autre, une perte de savoir-faire. Dans le premier sche  ma d'explication, la formation devrait prendre place peu apre Ás l'entre  e en cho à mage des personnes concerne Âes. Dans le second, elle s'adresserait a Á des personnes enlise Âes dans le cho à mage ou en voie de l'e Ãtre. Le processus de formation et l'importance d'actions paralle Áles (re-socialisation, etc.) se pre Âsentent donc sous un jour fort diffe Ârent selon le sche  ma conside  re Â. De l'e  tude de Cockx et Dejemeppe (1998, 2000), on apprend que l'he Âte Âroge  ne  ite  entre les cho à meurs wallons explique bien davantage l'enlisement dans 220

le cho à mage que la « vraie de  pendance a Á la dure Âe »

. Les e  tudes successives de H.

Sneessens et F. Shadman-Mehta concluent a Á une importante inade Âquation (

match

) sur le marche  du travail (Binon

et al.

, 1999, Nicolini

et al.

mis-

, 1999). Compte

tenu de l'appareil statistique disponible, le phe Ânome Á ne apparaõÃt important dans sa dimension qualificationnelle (niveau d'e Âtude) Ð mais aussi dans sa dimension

les tendances survenues sur le marche du travail au cours des dernieÁres deÂcennies. aÁ court terme ge  ographique. Soulignons que ces recherches visent a Á comprendre

Ces travaux

ne sont pas a Á confondre avec une vision ade Âquationniste e Âtroite qui orienterait la formation professionnelle en fonction (de pre Âvisions) d'attentes

des

employeurs.

Les politiques de formation ont naturellement leurs limites. Mal oriente Âes, elles peuvent se re  ve  ler inefficaces ou entraõÃner une concurrence malsaine en surpeuplant des cre Âneaux de qualification particuliers. Mal conc Ëues pour le public qui souffre d'une qualification insuffisante, elles n'atteignent pas ce public ou le font de manie Á re inefficace. De plus, les formations peuvent avoir des effets induits sur ceux qui n'y participent pas et sur des comportements de formation des 220

On comprend parfois ce re Âsultat comme une mise en cause selon laquelle le cho à meur est individuellement

responsable de son enlisement dans le cho à mage. C'est aller beaucoup trop vite en besogne. Au-dela Á de l'exemple e  vident du sexe, beaucoup de ces caracte Âristiques de  favorables sont la re  sultante de me  canismes complexes qui de  coulent de choix collectifs et de Âpassent bien souvent la responsabilite  d'un personne sans-emploi particulie Áre. Citons les disparitions se Âlectives d'entreprises qui rendent une qualification peu valorisable, les me Âcanismes de de  qualification en cascade ou encore l'environnement socioculturel, familial ou sous-re Âgional (situation de l'e  conomie locale ou infrastructure de transports publics inadapte Âes, par exemple).

 le  ments me  thodologiques E

323

salaires. En tout e Âtat de cause, il doit e Ãtre clair que le de Âveloppement des formations n'est

pas

une condition

suffisante

pour que l'emploi se de Âveloppe a Á un

rythme adapte  a Á l'ampleur de nos proble Ámes de cho à mage. La Belgique a la re  putation d'avoir longtemps sous-investi dans la formation des cho à meurs. Un redressement sensible s'est cependant ope Âre  depuis la fin des anne  es quatre-vingts. Sortie d'une position assez marginale (de 1975 a Á 1988 environ), les formations professionnelles font depuis quelques anne Âes a Á nouveau

actives Mais que sait-on au juste de l'effet des formations professionnelles de choÃmeurs en Belgique? effectivement partie de la panoplie des politiques

mene  es en Belgique.

Cette contribution traite de cette question.

L'analyse suivra le cheminement suivant. L'e Âvaluation des effets d'une politique telle que les formations professionnelles se heurte a Á des difficulte Âs me  thodologiques aigue Ès. La section 2 e Âvoquera brie Á vement ces difficulte  s. L'e  valuation peut par ailleurs se situer dans le champ micro- ou macro-e Âconomique. Les sections 3 et 4 de Âvelopperont successivement ces deux dimensions. La section 3 est e  troitement lie Âe a Á la contribution de Bart Cockx dans ce me Ãme ouvrage. Dans le cadre microe Âconomique, la question pose Âe est la suivante : les formations professionnelles ame Âliorent-elles (dans un sens a Á pre  ciser) la trajectoire des

vidus

indi-

qui en be  ne  ficient ? Si tel est le cas, on ne peut pour autant en de Âduire que

l'effet

global

des formations professionnelles est positif (dans un sens a Á convenir).

Il y a donc un inte Âre Ãt a Á s'interroger sur les effets macroe Âconomiques des formations professionnelles de cho à meurs.

2. EÂLEÂMENTS MEÂTHODOLOGIQUES Pour appre  cier l'influence d'une politique de formation sur la trajectoire des be  ne  ficiaires (point de vue microe Âconomique ou microsocial), il ne suffit pas de mener une enque à te aupre Á s de ceux-ci et de rapporter le nombre d'embauches 221

aux nombres de be Âne  ficiaires

. La pre  sence de « biais de se Âlection », de Âfinis a Á

On ne saurait assez souligner l'importance de l'erreur d'eÂvaluation commise en s'appuyant sur de tels ratios. Au-delaÁ de l'erreur d'eÂvaluation, ce genre de ratio engendre des effets pervers lors de la seÂlection l'encadre  16.1, rend ce type de ratio caduque.

(voir l'encadre  16.1). De  passer ce constat ne Âgatif suppose

he  las la mise en úuvre de me Âthodologies complexes.

 valuer Avant de les survoler, indiquons clairement l'objet de l'e Âvaluation. E l'effet microe  conomique (ou microsocial) d'une action consiste a Á re  pondre a Á une question du type suivant : e Âtant donne  un indicateur d'effet (par exemple, l'acce Ás a Á 221

Ce ratio porte fre  quemment le nom de taux de placement.

324

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

ENCADRE 16.1 « Biais de seÂlection » L'acceÁs aÁ une formation est ordinairement conditionnel aÁ la veÂrification de criteÁres d'eÂligibilite eÂtablis, par exemple, sur base du niveau de diploÃme atteint par le passeÂ. Supposons que l'eÂvaluateur connaisse ces criteÁres et observe les caracteÂristiques individuelles correspondantes (dans l'exemple, le niveau de diploÃme). Des caracteÂristiques individuelles observables (autres que le diploÃme dans notre exemple) et non observables (telles que la motivation, l'attachement aÁ l'emploi, la confiance en soi et en ses potentialiteÂs) influencent la deÂcision individuelle de se porter candidat aÁ une formation et/ou le processus de seÂlection aÁ l'entreÂe de la formation. De laÁ deÂcoulent les biais de seÂlection. De manieÁre plus preÂcise, ils ont conceptuellement une double origine.  lection re  sultant des comportements des be  ne  ficiaires potentiels Biais de se

(Sous l'hypotheÁse que la participation aÁ une formation est en partie au moins la reÂsultante d'une deÂcision, d'une deÂmarche de choix du beÂneÂficiaire). Au sein du public eÂligible, les personnes qui estiment avoir des chances de tirer profit d'une formation seront plus nombreuses aÁ poser leur candidature et aÁ aller jusqu'au bout du programme que les personnes qui ne pensent pas pouvoir en tirer parti. Les caracteÂristiques individuelles des premieÁres seront vraisemblablement associeÂes aÁ une plus grande chance de sortir du choÃmage et ce, meÃme en l'absence de formation. A contrario, ne se portent candidats aÁ une formation que ceux qui n'estiment pas pouvoir eÂchapper au choÃmage sans cela. Ces personnes ont probablement des caracteÂristiques personnelles moins avantageuses que les personnes eÂligibles qui ne se portent pas candidates. L'existence de deÂlais d'attente avant qu'une place de formation se libeÁre aboutit eÂgalement aÁ ce que les personnes entrant en formation aient des caracteÂristiques moins favorables que les non participants.  lection re  sultant des comportements de se  lection a  e des formations Á l'entre Biais de se

Il est plausible que la seÂlection privileÂgiera les meilleurs candidats (« eÂcreÂmage ») par souci d'obtenir de bons taux de placement (et ce, d'autant plus que de tels taux sont, aÁ tort, utiliseÂs pour eÂvaluer les performances des centres de formation). Le comportement inverse (priorite aÁ des publics plus deÂfavoriseÂs) n'est toutefois pas aÁ exclure. En conclusion, par ces deux meÂcanismes, si la participation aÁ une formation (deÂ)favorise, par exemple, l'accession aÁ un emploi, on ne peut aiseÂment deÂpartager les deux explications de ce constat : (1) la formation est intrinseÁquement (in)efficace selon ce criteÁre et (2) la participation aÁ la formation reÂveÁle des caracteÂristiques individuelles inobserveÂes par l'eÂvaluateur, qui sont correÂleÂes positivement (neÂgativement) avec les chances de quitter le choÃmage. Mieux l'eÂvaluateur observe les caracteÂristiques pertinentes de l'individu et mieux il est aÁ meÃme de reÂduire l'intensite des biais de seÂlection. Certaines caracteÂristiques personnelles pertinentes demeurent cependant inobservables pour l'eÂvaluateur. Par conseÂquent, le probleÁme des biais de seÂlection est omnipreÂsent quelle que soit la nature des caracteÂristiques observeÂes par l'eÂvaluateur. L'importance des biais de seÂlection est intuitivement atteÂnueÂe dans le cas de politiques obligatoires appliqueÂes aÁ l'ensemble d'une population. Toutefois, meÃme en pareil cas, il n'est pas rare que les biais resurgissent en raison de l'existence d'exceptions aÁ l'obligation ou de deÂlais inheÂrents aÁ un manque de capacite pour traiter toute la population concerneÂe. En outre, il est particulieÁrement difficile de cerner ce qui serait advenu en l'absence de la politique lorsque celle-ci s'applique aÁ toute une population. Autrement dit, la difficulte de l'eÂvaluation se deÂplace.

 le  ments me  thodologiques E

325

l'emploi), en quoi l'effet de l'action aupre Ás des be  ne  ficiaires de celle-ci est-il

de ce qui serait advenu aÁ ces meÃmes beÂneÂficiaires en l'absence de l'action. Le caracteÁre non immeÂdiatement observable de cette situation de reÂfeÂrence montre de suite l'acuite du probleÁme d'identification de l'effet d'une action.

diffe  rent, en moyenne,

L'approche la plus re Âpandue en Europe s'appuie sur un « groupe te Âmoin » (ou encore « de contro à le ») qui, ide  alement, est identique au « groupe de traitement » (ou groupe des be Âne  ficiaires) en tous points sauf un : la participation a Á la mesure e Âtudie  e. Cette approche, dite non expe Ârimentale, se heurte naturellement a Á Á cause de la difficulte  de satisfaire a Á l'exigence de similitude e Ânonce Âe a Á l'instant. A la se  lection ope  re  e sur des variables non observe Âes (par l'e  valuateur), la ve Ârification d'une liste de caracte Âristiques aise  ment observables (a Ãge, sexe, niveau d'e  tude, sous-re  gion, etc.) n'est pas satisfaisante. Dans ces conditions, l'exigence de similitude parfaite est en pratique hors d'atteinte. Une re Âponse consiste alors a Á mode  liser conjointement le processus de la participation a Á la mesure e  tudie  e et celui qui pre  sente un inte  re à t (par exemple, la sortie du cho à mage vers l'emploi), puis a Á estimer les parame Átres du mode Á le joint. La litte  rature scientifique re Âcente a cependant e  mis des doutes sur la fiabilite  de cette approche. Il n'est en effet pas acquis que ce type de mode Âlisation permette l'identification de l'effet de la politique sur le processus d'inte Âre à t. D'autres me Âthodologies (les me Âthodes expe Ârimentales ou « expe  riences contro à le  es » et, plus re Âcemment, les expe  riences dites « naturelles ») sont clairement en compe Âtition avec les approches non expe Ârimentales. La me  thode dite d'expe Âriences naturelles est e Âvoque Âe a Á l'encadre  16.2. Le point de vue d'e Âvaluation « micro », dont il vient d'e Ãtre question, suppose que les non participants (choisis d'une manie Áre approprie Âe) permettent d'observer

ce qui serait advenu aux beÂneÂficiaires en l'absence de l'action.

Cette

hypothe Á se pre  sente une certaine fragilite  si le fait me à me que certains participent a Á une politique peut nuire a Á la trajectoire des non participants. La plausibilite  d'un tel effet induit grandit a Á mesure que la politique conside Âre  e atteint un nombre croissant de be Âne  ficiaires. La mesure de cet effet induit (dit de « substitution ») est un de  fi en soi. Une approche par enque Ãte est envisageable (Van der Linden, 1997). Enfin, be Âne  ficiaires

et

non be  ne  ficiaires d'une politique peuvent voir leurs

trajectoires modifie Âes par l'existence de celle-ci via des effets induits d'ordres divers. La ne  cessite  de financer les politiques est un exemple e Âvident. Ce financement (via un endettement public accru, via l'impo à t, etc.) a des retombe  es sur l'e  conomie et donc sur les opportunite Âs d'emploi et de salaire. Un exemple moins imme  diat sera illustre  plus loin. Dans la mesure ou  quences individuelles Á les conse d'un passage en cho à mage sont modifie  es par l'existence des politiques (et ce sera d'autant plus le cas qu'elles sont efficaces), la formation des salaires peut en e Ãtre affecte  e. Ceci aura a Á son tour un effet sur le niveau de l'emploi.

326

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

ENCADRE 16.2 « ExpeÂriences naturelles » AÁ la diffeÂrence des expeÂriences controÃleÂes, les expeÂriences naturelles ne sont pas concËues et geÂneÂreÂes par un eÂvaluateur, guide en cela par une finalite de recherche ou d'eÂtude. De manieÁre plus preÂcise encore, elles ne sont pas inteÂgreÂes dans une deÂmarche visant aÁ reÂveÂler des relations causales, soit en exercËant un controÃle de l'environnement, soit en rendant aleÂatoire l'intervention d'inteÂreÃt. Elles ne sont ainsi pas strictement conformes au concept classique d'expeÂrience. En ce sens, l'emploi de la terminologie « d'expeÂrience » aÁ leur eÂgard peut apparaõÃtre abusif. AÁ l'inverse, elles sont le produit meÃme de certaines sources de variation exogeÁne (c.-aÁ-d. non relieÂe aÁ la variable de reÂsultat utiliseÂe comme criteÁre d'eÂvaluation) preÂsente dans les facteurs qui deÂterminent l'affectation au traitement (ou encore la participation aÁ l'action eÂvalueÂe). Elles manifestent ainsi un caracteÁre de spontaneÂiteÂ, ce qui justifie le qualificatif de « naturelle ». Mais, le plus souvent, il ne faut pas voir en ce qualificatif un quelconque effet de la « nature » au sens propre du terme. IdeÂalement, cette source de variation se doit d'eÃtre parfaitement transparente, c.-aÁ-d. clairement compreÂhensible. Le pheÂnomeÁne exogeÁne qui influence la participation aÁ la politique peut eÃtre un changement de politique ou une modification de reÂglementation222, une particularite du cadre reÂglementaire qui engendre un diffeÂrentiel de participation entre des individus similaires, un eÂveÂnement fortuit ou encore un processus de participation qui par construction est aleÂatoire (exemple : aÁ l'inteÂrieur de criteÁres d'aÃge, le fait d'eÃtre ou non appele aÁ faire un service militaire est dans certains pays le reÂsultat d'un tirage aleÂatoire ; il est ainsi possible d'exploiter ce meÂcanisme afin d'eÂtudier l'effet du passage par le service militaire sur la trajectoire professionnelle ulteÂrieure).

3. AÁ PROPOS DE L'EFFET MICROEÂCONOMIQUE DES FORMATIONS PROFESSIONNELLES

3.1 Effet sur la sortie du choÃmage L'e  tude de Hecq et Plasman (1994) propose une typologie des trajectoires de cho à meurs forme  s. Conter, Hecq et Plasman (1998) prolongent cet effort de manie Á re inte  ressante mais, a Á mon sens, sans aborder correctement la question de l'e  valuation des effets. Trois e Âtudes d'e  valuation ont e Âte  mene  es en Belgique. La premie Á re est l'analyse microe Âconome  trique de trajectoires de cho à meurs. S'appuyant sur des donne Âes individuelles de nature administrative, Plasman (1994) conclut a Á un effet 222

neÂgatif

des formations professionnelles sur les probabilite Âs de

Re  glementation du cho à mage si on s'inte Âresse a Á l'effet des allocations de cho à mage, re  glementation d'acce Ás

aux formations, re Âglementation du salaire minimum, etc.

Á propos de l'effet microe  conomique des formations professionnelles A

223

sortie du cho à mage

327

Á l'inverse, Bolde jeunes demandeurs d'emploi wallons. A

lens et Nicaise (1994)

224

, qui s'inte  ressent a Á la population des be Âne  ficiaires de

formations en ge Âne  ral et s'appuient sur une enque Ãte, aboutissent a Á la conclusion que ces politiques ont un effet favorable sur la probabilite  de sortie du cho à mage vers l'emploi en Flandre

225

. Aucun de ces deux articles ne mode Âlise simultane Â-

ment le processus de participation a Á la formation et celui de la dure Âe de cho à mage (pas de correction pour les biais de se Âlection dus aux inobservables) mais le second approche les caracte Âristiques non observables des cho à meurs par un ensemble d'informations qualitatives disponibles dans l'enque Ãte

226

. Enfin, la

seconde e Âtude souffre d'un biais d'e Âchantillonnage (pour plus de de Âtails, voir Cockx, 1999, et l'article du me Ãme auteur dans cet ouvrage). Cockx e  tudie l'impact des formations du FOREM mage en Wallonie entre 1989 et 1993

228

227

sur la sortie du cho Ã-

. Il met au point une me Âthode de correc-

tion des biais de se Âlection qui n'autorise que l'identification de l'effet de ces formations conside Âre  es indistinctement. On n'isole donc pas ici l'effet spe Âcifique de filie Á res de formations pre Âcises. Cockx regroupe ces donne Âes de trajectoires Á ce niveau de regroupement, il individuelles par direction sous-re Âgionale (DS). A n'y a plus de biais de se Âlection, car, par de  finition, le regroupement re Âunit le groupe de traitement et le groupe te Âmoin. Si la participation a Á une formation acce  le Á re la sortie du cho à mage, on doit observer que le taux de sortie est le plus e  leve  dans les DS ou Á une formation est le plus important. Á le taux de participation a Encore faut-il que la causalite  aille dans le sens indique  a Á l'instant pluto à t que dans le sens inverse. Une causalite  inverse s'observerait par exemple si le FOREM octroyait plus de moyens de formation aux DS ou à mage se re  duit Á le taux de cho plus rapidement ou, plus ge Âne  ralement, si le niveau du taux de forme Âs par DS e  tait associe Âa Á des caracte  ristiques propres a Á cette sous-re  gion affectant positivement le

223

La mesure retenue est une sortie durable (de trois mois au moins) du registre du cho à mage, a Á l'exclusion de

l'acce Ás a Á un emploi a Á temps partiel accepte  pour e  chapper au cho à mage, aux stages d'entreprise et au programme de re  sorption du cho à mage. La dure  e de la formation e Âventuelle prolonge d'autant la dure  e totale d'inoccupation. 224 225

Voir aussi Bollens et Nicaise (1993). La notion d'emploi s'inspire des standards internationaux. Il y a emploi qu'il y ait occupation a Á temps plein ou

partiel, qu'il y ait un contrat a Á dure  e de  termine  e ou non. La mesure inclut e Âgalement l'emploi dans le cadre d'un inte  rim ou du programme de re Âsorption du cho à mage et l'emploi inde Âpendant ( 226

cf.

Bollens et Nicaise, 1993).

Les personnes interroge  es avaient notamment a Á caracte  riser brie Á vement leur ve Âcu durant leur pe Âriode de

cho à mage. De la sorte, se de Âgageait notamment leur vision au sujet de la place du travail dans l'existence. 226

On signalera par ailleurs que Nicaise et Bollens (1995) s'inte Âressent notamment a Á l'intensite  de la relation

entre le contenu de la formation rec Ëue et le type d'emploi obtenu. 227 228

Office wallon de la Formation professionnelle et de l'Emploi. La contribution de Cockx pre  cise l'e  ventail des formations conside Âre  es. La nature des donne  es (la STAT.92)

ne permet pas de garantir que la sortie s'effectue vers l'emploi. Ne Âanmoins, en se limitant aux cho à meurs de moins de cinquante ans et aux sorties du cho à mage d'une dure Âe de trois mois au moins, l'auteur e Âlimine une forte proportion des sorties de la population active et des sorties temporaires lie Âes a Á des mouvements administratifs ou a Á des occupations tre Ás temporaires.

328

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

taux de sortie du cho à mage. Au terme d'une se Ârie de contro à les re Âsume  s dans Cockx (1999), l'auteur aboutit a Á la conclusion que sa me Âthode de regroupement par DS permet d'identifier le lien causal allant des formations du FOREM vers le taux de sortie du cho à mage. Les principales conclusions tire Âes de cette e  tude sont les suivantes : 1.

le taux de sortie du cho à mage baisse au cours de la formation (ce n'est pas 229

surprenant 2.

);

apre Á s la formation, le cho à meur participant sort plus rapidement du cho à mage (le taux de sortie augmente de 73 % par rapport a Á son niveau sans participation). Sous les hypothe Á ses plausibles que le be Âne  fice d'une formation est tre Ás

he  te  roge Á ne dans la population des cho à meurs et que les participants sont prioritairement ceux qui tirent le plus grand be Âne  fice de celle-ci, l'auteur e Âvalue dans quelle mesure l'impact se re Âduit a Á mesure qu'une population plus nombreuse entre Á la limite, si le taux de participation atteignait 100 % dans une DS, en formation. A l'augmentation du taux de sortie chuterait pour atteindre 11 %. En conclusion de cette e Âvaluation rigoureuse, les formations de cho à meurs du FOREM ont un impact substantiel sur la sortie du cho à mage. Il s'agit d'un effet « toutes formations confondues ». Le processus par lequel cet impact se mate Ârialise n'est pas pre Âcise  . Comme il est indique  plus haut, il peut s'agir d'une acquisition de savoir-faire valorisable aupre Ás d'employeurs. Mais d'autres me Âcanismes ne sont pas exclus (par exemple, un effet de remotivation ou de contact avec les services de placement).

3.2 Effet sur la dureÂe d'embauche Lorsqu'elles sont suivies d'une embauche, les formations professionnelles de cho à meurs sont susceptibles d'influencer la nature de l'emploi trouve Â. On s'inte  ressera ici a Á la dure  e de l'embauche. Mais il est clair que d'autres aspects sont pertinents e Âgalement (le profil de la re Âmune  ration, par exemple). Bollens et Nicaise (1994) concluent de leur e Âtude qu'en cas d'embauche, la participation pre Âalable a Á une formation professionnelle serait sans influence significative sur la dure Âe d'occupation. J'ai indique  plus haut que ces auteurs cherchent a Á cerner les caracte Âristiques non observables des cho à meurs a Á l'aide d'informations qualitatives disponibles dans l'enque Ãte. Cette approche ne garantit toutefois pas que l'he  te  roge  ne  ite  non observe  e et les biais de se  lection qui y sont associe  s soient 229

Ne  anmoins, on pourrait s'attendre a Á un impact positif quasi imme Âdiat si la participation a Á une formation

n'e  tait qu'une manie Á re de se « signaler » aux employeurs potentiels (sans apporter un contenu en savoir-faire ou sans produire un effet de remotivation ou de contact avec les services de placement, toutes choses qui prennent du temps).

Á propos de l'effet microe  conomique des formations professionnelles A

329

correctement pris en compte. L'e Âtude de la me à me question par une me Âthodologie diffe  rente est donc souhaitable. L'analyse de Âveloppe Âe brie Á vement ci-dessous mode  lise conjointement le processus de la participation a Á la formation et le processus de dure Âe d'emploi

230

.

L'e  tude se base sur un e Âchantillon de personnes embauche Âes apre Ás un passage en cho à mage. L'e  chantillon couvre la Belgique toute entie Áre. La majorite  des embauches sont intervenues en 1991-1992. On sait si les individus sont encore occupe  s dans l'entreprise a Á la fin du mois de mars 1993. La pe Âriode d'observation est donc relativement courte. Les individus sont caracte Ârise  s par leur sexe, leur classe d'a à ge, leur type de qualification, des e Âle  ments de leur passe  (cho à mage de longue dure  e, be Âne  fice du minimex...), la nature des fonctions exerce Âes dans l'entreprise. On dispose aussi d'informations sur l'entreprise qui a recrute  (secteur, niveau d'activite Â, taille...). On sait enfin s'ils ont be Âne  ficie  d'une « formation professionnelle hors entreprise » prise »

232

231

, d'une « formation subsidie  e en entre-

ou d'un subside (pur) a Á l'embauche.

Quatre conclusions e Âmergent de cette e Âtude. Primo, Cockx

et al.

(1998)

de  montrent l'importance d'introduire une correction des biais lie Âs aux caracte Âristiques inobservables. L'analyse du seul processus de dure Âe conditionnel a Á la participation conduit en effet a Á des parame Átres estime  s profonde  ment biaise  s. Secundo, en l'absence de participation aux formations, la dure Âe d'embauche du premier quartile s'e Âle Á ve a Á environ 14 mois si l'on retient les caracte Âristiques individuelles moyennes de l'e Âchantillon. Si un tel individu participe a Á une « formation professionnelle hors entreprise », cette dure Âe d'embauche avoisine 16 mois (soit une augmentation de 15 %). Lorsqu'il s'agit d'« une formation subsidie Âe en entreprise », cette me Ãme dure  e de  passe 23 mois (soit une augmentation de 68 %). La deuxie Á me conclusion est donc que la participation a Á une « formation professionnelle hors entreprise » et plus encore « en entreprise » a un effet favorable substantiel sur la dure Âe d'embauche. Tertio, conforme Âment aux mises en garde de la litte  rature internationale, l'effet estime  et sa variance sont cependant fort sensibles au choix de la distribution d'he Âte  roge  ne  ite  non observe  e. Enfin, alors que l'influence des « formations professionnelles hors entreprise » n'apparaõÃt pas significativement diffe Ârente de ze Âro dans la spe  cification pre  fe  re  e, les « formations subsidie  es en entreprise » ont un effet significatif dans les deux 230 231

Pour plus de de  tail, on consultera Cockx, Van der Linden et Karaa (1998) et Van der Linden (2000). L'e  chantillon ne permet pas de distinguer les formations selon leur promoteur (FOREM/VDAB, enseigne-

ment de promotion sociale, etc.). 232

Ce label recouvre la formation individuelle en entreprise, la convention emploi-formation (A.R. 495) et les

primes a Á la formation octroye  es par le Fonds national pour l'emploi et les fonds sectoriels. Certaines de ces mesures ne pre Âvoient pas a Á proprement parler une formation en entreprise. En pareil cas, la formation est cependant en rapport direct avec la fonction pour laquelle le travailleur est (sera) engage Â. Ceci justifie le regroupement effectue Â.

330

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

spe  cifications. Ce re  sultat doit cependant e Ãtre interpre  te  avec une certaine prudence. Les « formations subsidie Âes en entreprise » regroupent en effet des politiques pour lesquelles l'embauche est, comme dans le cas des « formations hors entreprises », poste  rieure a Á la formation et d'autres ou Á l'embauche inclut la pe  riode de formation. Dans ce second cas, l'effet mesure  surestime l'effet re Âel sur la dure Âe d'occupation.

4. AÁ PROPOS DE L'EFFET MACROEÂCONOMIQUE DES FORMATIONS PROFESSIONNELLES

Au-dela Á de leur effet sur les trajectoires individuelles, les formations proÁ fessionnelles ont, potentiellement au moins, un certain nombre d'effets induits. A titre illustratif, elles peuvent engendrer de la substitution (en l'absence de la formation, l'embauche aurait eu lieu malgre  tout mais elle se serait reporte Âe sur un cho à meur n'ayant pas be Âne  ficie  d'une formation professionnelle durant son passage en cho à mage)

233

. Elles peuvent aussi provoquer un effet de de Âplace-

ment (la formation a promu l'embauche d'un cho à meur mais l'entreprise recruteuse met le nouveau venu a Á la place d'un travailleur licencie  ou en fin de contrat a Á dure  e de  termine  e). Le financement des formations a par ailleurs un effet induit sur l'e  conomie via la taxation ou l'endettement. Si les formations professionnelles influencent le niveau des salaires, il y a la Á un canal supple  mentaire par lequel cette politique a des effets induits sur l'e Âconomie. Ba Ãtir un « mode Á le structurel » de ces divers enchaõÃnements est hors d'atteinte. Les e Âvaluateurs se rabattent alors sur une analyse « en forme re Âduite », ou Á co à te  d'autres variables, un indicateur global des Á, a formations professionnelles est mis en relation avec une mesure de performance macro-e  conomique 235

re  cente

234

. La suite de cette contribution synthe Âtise l'e  tude la plus

.

L'e  tude porte sur le taux d'emploi salarie  en Belgique. La pe Âriode d'observation de  bute en 1962 et s'ache Áve en 1999. Le taux d'emploi de Âpend en particulier d'un ensemble de facteurs affectant le nombre de postes vacants dans l'e  conomie (rapporte  au nombre de demandeurs d'emploi et a Á leurs caracte  ristiques). Le nombre de postes vacants de Âpend de facteurs e Âconomiques divers parmi lesquels le niveau des salaires. La formation des salaires peut e Ãtre affecte  e par les politiques du marche  du travail. Ceci se comprend intuitivement de la manie Áre 233

La mesure de cet effet est de Âlicate. Un essai par enque Ãte est de  veloppe  dans Van der Linden (1997). Il sugge Áre

que l'effet de substitution est fort modeste. 234 235

Voir par exemple Dor

et al.

(1997).

Van der Linden et Dor, 2001a. (pour plus de de Âtail, voir Van der Linden et Dor, 2001b).

Á propos de l'effet macroe  conomique des formations professionnelles A

331

suivante : les salaires ne Âgocie  s sont lie Âs a Á ce qu'il est possible d'obtenir en cas de cho à mage (ce dernier e Âtat e  tant une sorte de position de re Âfe  rence au cas ou Á l'emploi est perdu) ; en influenc Ëant les perspectives intertemporelles en cas de passage par le cho à mage, les politiques de formation (mais aussi les autres politiques dites passives et actives) affectent les re Âsultats des ne  gociations salariales. Les salaires a Á leur tour influencent l'offre de postes vacants par les entreprises, ce Á cet effet qui en retour agit sur le rythme d'embauche des cho à meurs indemnise  s. A via les salaires s'ajoute l'effet qui se base sur l'impact microe Âconomique (a Á savoir, que les be  ne  ficiaires de formation peuvent avoir Ð et, en l'occurrence, on l'a vu plus haut, ont en moyenne Ð des probabilite Âs de trouver un emploi supe Ârieures a Á celles des non participants). Dans un cadre d'analyse macroe Âconomique, cet effet microe  conomique influence le temps et donc le cou à t de pourvoir un emploi vacant. Ceci affecte la propension des firmes a Á ouvrir des postes. L'identification de l'effet macro-e Âconomique des formations se heurte a Á bien des difficulte  s. Les re Âsultats les plus re Âcents (Van der Linden et Dor, 2001b) indiquent qu'en Belgique, une hausse du rythme de formation des cho à meurs est associe Âe a Á des salaires nets moyens plus

faibles

. Cet effet est cependant fort peu

important et de Âpend de la spe  cification retenue. Les re Âsultats actuels sugge Árent qu'a Á une hausse de 10 % du taux de cho à meurs forme  s correspond a Á long terme une baisse de 0,3 % du salaire net. Ce faible effet ne Âgatif sur les salaires n'a pas d'explication e Âvidente. Dans la mesure ou Á les formations sont en moyenne efficaces pour leurs be  ne  ficiaires, une augmentation du taux de formation ame Âliore les perspectives intertemporelles en cas de passage par le cho à mage. Ceci devrait entraõÃner une hausse des salaires. De plus, on pourrait penser que l'accroissement des formations entraõÃne une ame Âlioration des qualifications, qui devrait aussi se re  percuter sur les salaires. Ce dernier enchaõÃnement est cependant peu vraisemblable dans la mesure ou Á notre connaissance, la participation a Á une formation Á, a professionnelle (du type conside  re  ici) n'est pas valorise Âe au niveau des grilles salariales ne  gocie  es. L'effet faiblement ne Âgatif sur les salaires pourrait alors venir de la re Âduction des tensions sur certains segments du marche  du travail engendre Âe par les formations. Au bout du compte, les re Âsultats actuels conduisent a Á ce qu'une hausse de 10 % des formations de cho à meurs s'accompagne a Á long terme d'une hausse d'1 % du taux d'emploi salarie Â

236

236

.

Taux rapporte  a Á la population active et non a Á la population en a Ãge de travailler.

332

à meurs L'effet des formations professionnelles de cho

5. CONCLUSIONS On ne saurait assez souligner l'importance de la me Âthodologie pour e Âtudier l'effet des politiques sociales et des politiques du marche  du travail. Le de Âveloppement de me Âthodes rigoureuses prend un temps conside Ârable (des anne  es par projet) et ne Âcessite des investissements conside Ârables de la part des chercheurs. L'acce Ás a Á des donne  es de qualite  demeure fort proble  matique. Un investissement massif s'impose si la collectivite  veut progresser dans la connaissance des effets des mesures publiques dans lesquelles elle investit des sommes parfois conside Ârables. L'introduction mettait en avant divers arguments favorables et de Âfavorables a Á un de  veloppement des formations professionnelles de cho à meurs. De la confrontation aux faits observe Âs et gra à ce a Á l'emploi de me Âthodes d'analyse rigou-

partielles microeÂconomique

reuses, les conclusions 1.

l'effet

suivantes me paraissent se de Âgager :

des formations professionnelles sur le rythme de

sortie du cho à mage est nettement

positif

en Wallonie ; cette conclusion porte

sur les formations du FOREM, prises dans leur globalite Â; 2.

la participation a Á une « formation professionnelle hors de l'entreprise » et plus encore « en entreprise » a un effet favorable substantiel sur la dure Âe d'embauche. L'effet estime  et sa variance sont cependant fort sensibles a Á la spe  cification du mode Ále (en l'occurrence au choix de la distribution d'he Âte  roge  ne  ite  non observe  e des individus). L'influence des « formations professionnelles hors de l'entreprise » n'apparaõÃt pas significativement diffe Ârente de ze Âro. Il est en revanche probable que les « formations subsidie Âes en entreprise » favorisent significativement la dure Âe d'embauche ;

3.

au plan

macroeÂconomique

, l'effet des formations professionnelles est dif-

ficile a Á identifier. Ces formations contribuent tre Ás faiblement a Á une mode Âration salariale. Globalement, l'effet net sur l'emploi salarie  apparaõÃt positif : toutes choses e Âgales par ailleurs (conjoncture, pouvoir syndical, indemnisation du cho à mage, etc.), une augmentation de 10 % des formations de cho à meurs s'accompagne a Á long terme d'une hausse d'1 % du taux d'emploi salarie Â. Cette e Âtude de synthe Á se s'est limite  e aux analyses quantitatives de l'effet des formations professionnelles en Belgique. Les crite Áres d'e  valuation utilise  s ont e  te  largement de Âtermine  s par les donne  es disponibles. On conviendra aise Âment que les crite Á res de « sortie du cho à mage » et d'« emploi » demandent a Á e à tre qualifie  s. L'e Âvaluation de l'effet sur la dure Âe d'embauche sugge Áre que les me  thodologies disponibles permettent ce type d'extension si des sources statistiques approprie  es sont mises a Á la disposition des chercheurs. Moyennant une observation suffisamment longue, on peut aussi entrevoir la possibilite  des effets a Á long

 fe  rences Re

333

terme de la formation des cho à meurs (par exemple sur la capacite  a Á se former tout au long du reste de leur vie). L'indicateur disponible des formations est a Á ce stade tre Ás sommaire. Pour autant que les donne Âes deviennent disponibles, il sera possible d'e Âvaluer les formations selon leur objet, leur mode d'organisation, leur dure Âe etc. Rappelons cependant la ne Âcessite  impe  rative d'apporter une correction qui permette de tenir compte des processus de se Âlection a Á l'úuvre. Le recours a Á une forme d'expe Ârimentation facilite grandement l'identification de l'effet intrinse Áque de la formation. Une remarque finale me paraõÃt s'imposer pour e Âviter des incompre Âhensions. Cette contribution a fre Âquemment mis l'accent sur les caracte Âristiques individuelles des be Âne  ficiaires et des non-be Âne  ficiaires de formations. Ceci pourrait donner l'impression que l'angle d'approche utilise  ici fait abstraction des comportements de l'administration et des employeurs. C'est inexact. Les caracte  ristiques individuelles des cho à meurs n'importent que parce que ces autres acteurs les utilisent pour se Âlectionner et e Âvaluer l'inte  re à t qu'ils ont a Á former, embaucher et/ou conserver les travailleurs dans leur entreprise.

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CHAPITRE

17 LES LEVIERS DE LA Â POLITIQUE EUROPEENNE en faveur de la formation

professionnelle en entreprises

237

Isabelle GUERRERO

Universite de la MeÂditerraneÂe, Aix-Marseille 2

237

L'auteur tient a Á remercier la Commission europe Âenne pour la mission qu'elle lui a confie Âe sur l'objectif 5 du

Livre Blanc (Commission europe  enne, 1995) relatif a Á « l'Apprentissage tout au long de vie » et plus particulie Á rement sur le the Áme : « Conside  rer l'investissement en ressources humaines comme un investissement en capital ».

336

 enne Les leviers de la politique europe

REÂSUME 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. La Commission 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 pose par la mesure des ressources lieÂes aÁ la connaissance, afin de promouvoir 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.

1. INTRODUCTION Les personnes, leurs qualifications et leurs compe Âtences sont une ressource cle  pour notre socie Âte  . Au niveau europe Âen, cette ide  e est reprise par l'article 136 du Traite  d'Amsterdam qui insiste sur « la promotion de l'emploi, l'ame Âlioration des conditions de vie et de travail... le de Âveloppement des ressources humaines permettant un niveau d'emploi e Âleve  et durable ». Par ailleurs, les e Âconomies contemporaines comptent plus que jamais sur la connaissance et l'innovation pour continuer a Á cre  er de la richesse. Et ceci se traduit par un renforcement du ro à le des individus dans la socie Âte  en tant que proprie  taires de leurs capacite Âs. La connaissance est plus que jamais devenue une condition pre Âalable a Á l'accomplissement de la performance e Âconomique, mais de nouvelles contraintes sont impose Âes par l'utilisation intensive de hautes technologies dans tous les secteurs de la vie ainsi que dans les processus d'innovation en constante e Âvolution. Afin d'inte  grer ces contraintes de manie Áre ade  quate, l'acquisition continue ainsi que l'actualisation permanente des aptitudes et des compe Âtences constituent une donne  e essentielle. Par conse Âquent, le concept de la « formation tout au long de la vie » est un de Âfi lance  a Á tous les acteurs de la socie Âte Â. Traduire la notion de formation tout au long de la vie en termes d'actions et encourager une socie Âte  de la connaissance exige un cadre socioe Âconomique solide, y compris des conditions favorables pour l'investissement dans les ressources humaines. Un tel investissement peut e Ãtre repre  sente  par les moyens mone Âtaires et non mone  taires requis pour accroõÃtre les aptitudes et les compe Âtences ainsi que pour les exploiter. La notion d'investissement traduit le fait de mettre a Á disposition des

Introduction

337

ressources a Á un instant donne  afin de pouvoir les faire fructifier dans l'avenir. Les engagements sont ge Âne  ralement pris par les diffe Ârents acteurs de la socie Âte  (les personnes, les entreprises, les autorite Âs gouvernementales, les marche Âs financiers) et les be  ne  fices sont e  galement partage Âs entre les diffe  rents inte  resse  s. Mais les aptitudes et les compe Âtences, la connaissance et le savoir-faire sont immate  riels par nature et repre Âsentent des valeurs « invisibles ». Les e Âconomies contemporaines sont en grande partie caracte Ârise Âes par des flux d'entre  e et des flux de sortie immate Âriels. Les ressources humaines n'en sont qu'une cate Âgorie, se combinant avec une se Ârie d'autres valeurs immate  rielles telles que la recherche, les logiciels informatiques, l'organisation ou les droits sur la proprie Âte  intellectuelle. Un engagement plus important et plus efficace dans la formation tout au long de la vie est un e Âle  ment essentiel pour stimuler la flexibilite  des e  conomies, l'employabilite  des travailleurs et le de Âveloppement personnel. Un traitement plus favorable de l'investissement dans les ressources humaines a e Âte  propose  par la 238

Commission europe  enne

comme une condition pour la formation tout au long

de la vie. Au cours des cinq dernie Áres anne  es, le de  bat politique, les travaux des chercheurs et, re  cemment, la strate Âgie europe  enne pour l'emploi ont confirme  que l'investissement dans les ressources humaines devait e Ãtre promu a Á tous les niveaux. Concernant la politique d'encouragement de la formation professionnelle des entreprises, la de Âmarche adopte Âe par la Commission europe Âenne peut se de  composer en deux e Âtapes principales. La premie Áre a consiste  a Á explorer le bien-fonde  de l'assimilation des ressources humaines a Á des actifs incorporels. L'objectif e  tant de les conside  rer comme un investissement afin de de Âvelopper une approche globale destine Âe a Á produire et a Á divulguer de l'information sur leur valeur re  elle. La deuxie Á me e  tape vise a Á contribuer a Á la promotion de la formation et de l'apprentissage. Il s'agit d'encourager l'investissement en termes de moyens financiers, de temps, d'infrastructure et d'engagement personnel, selon les inte Âre à ts de tous les acteurs de la socie Âte  cognitive, en rendant le processus d'investissement dans les ressources humaines plus transparent. L'objectif de ce chapitre est de refle Âter un e  ventail de paradigmes et de re  sultats importants sur l'e Âvaluation des ressources humaines et de de Âfinir un cadre pour d'e  ventuelles actions futures. Cette pre  sentation est divise  e en trois sections : 1.

un examen des concepts, des de Âfinitions et du contexte the Âorique autour du the Á me de l'e  valuation des ressources humaines ;

238

Il s'agit de l'objectif V du Livre Blanc « Enseigner et apprendre Ð Vers la socie Âte  cognitive » (Office des

publications officielles des Communaute Âs europe  ennes, Luxembourg, 1995). L'objectif V pre Âvoit de « traiter sur un plan e  gal l'investissement physique et l'investissement en formation » et propose d'e Âlever le niveau des investissements en capital humain en agissant sur le traitement comptable et fiscal des de Âpenses de formation.

338 2.

 enne Les leviers de la politique europe

un aperc Ë u des proble Ámes souleve  s par l'e  valuation et certaines voies pour guider leur re Âsolution ;

3.

une proposition de champs d'action et de mesures visant a Á favoriser l'investissement dans les ressources humaines.

2. LES RESSOURCES HUMAINES : LA FORCE INVISIBLE DES EÂCONOMIES BASEÂES SUR LA CONNAISSANCE

Les ressources humaines constituent une part croissante de la cre Âation de richesse. Les personnes, leurs aptitudes et leurs compe Âtences sont une force motrice pour nos e Âconomies. Elles sont, parmi les e Âle  ments immate  riels, ceux qui caracte Ârisent la performance des socie Âte  s base  es sur la connaissance. Ce phe  nome Á ne est illustre  par l'analyse des composantes du PIB qui fait apparaõÃtre une stagnation, voire une re Âgression des investissements (formation brute de capital fixe) essentiellement dans les pays les plus industrialise Âs, sans doute en raison du caracte Á re exclusivement mate Âriel des investissements retenus dans cet agre  gat, et qui exclut de fait les investissements immate Âriels. Ainsi entre 1990 et 1997, les investissements mate Âriels expliquent en moyenne 7 % de la croissance du PIB des 15 nations de l'Union Europe Âenne contre 39 % pour les pays du SudEst asiatique et 23 % pour les pays e Âmergents d'Ame Ârique Latine

239

.

Il n'y a aucune de Âfinition approuve Âe de manie Á re universelle pour les « valeurs immate Ârielles ». Le terme, ne Âanmoins, est ge Âne  ralement utilise  pour de  crire les entre Âes et les sorties de flux immate Âriels dans les e Âconomies contemporaines. Il peut e Ãtre appre  hende  par contraste avec l'investissement mate Âriel sans que, pour autant, ses propres composantes puissent en e Ãtre ve  ritablement distingue  es. L'importance croissante des valeurs immate Ârielles dans l'explication des facteurs de Âterminants des cycles e Âconomiques, leurs entre Âes et leurs sorties, se refle Á te dans le de  bat qui porte sur les fac Ë ons approprie  es de divulguer l'information sur l'investissement immate Âriel et les manie Á res d'encourager un tel investissement. Les paragraphes suivants tentent de fournir un aperc Ëu des implications du caracte Á re immate  riel des ressources humaines au niveau macroe Âconomique et a Á l'e  chelle de l'entreprise.

239

 conomie et Finances Ð Comptes Nationaux Ð The Source : Eurostat, Se Ârie : E Áme 2 Ð 9/1999.

 conomies base  es sur la connaissance Les ressources humaines : la force invisible des e

339

2.1 Le niveau macroeÂconomique 2.1.1

La connaissance comme force motrice de l'avantage concurrentiel Pendant les phases agricole et industrielle, la cre Âation de richesse pouvait

e à tre explique Âe a Á partir des actifs corporels accumule Âs tels que la terre, les machines et les matie Á res premie Á res. Bien que la connaissance ait toujours e Âte  essentielle, elle e  tait moins significative de la croissance e Âconomique que les flux mate Âriels. Longtemps, l'avantage concurrentiel a e Âte  re Âalise  sur la base des e Âconomies d'e  chelle et la spe  cialisation pluto à t que sur l'utilisation du savoir-faire et des technologies. La comptabilite  financie Á re et les me  thodes d'analyse qui en de Âcoulent ont e  te  alors de Âveloppe  es avec l'intention de fournir une image des processus e Âconomiques de cre Âation de valeur. Avec l'entre Âe dans l'e Á re post-industrielle, il est devenu e  vident que les flux classiques de capital et de main-d'úuvre e Âtaient de moins en moins aptes a Á expliquer la performance e Âconomique et la croissance, et les « facteurs re Âsiduels » ont gagne  de l'importance. 2.1.2

L'eÂlucidation de la « boõÃte immateÂrielle » Depuis le de Âbut des anne Âes soixante dix, les e Âconomistes tentent d'expli-

quer cette « boõÃte noire », ge  ne  ralement conside  re  e comme l'ensemble des « valeurs immate  rielles ». Cela semble un de Âfi d'autant plus grand que des e Âtudes re  centes montrent que l'investissement immate Âriel de  passe de Âja Á dans plusieurs pays l'investissement mate Âriel. Les diffe Ârentes approches the Âoriques fournissant une explication ont interpre Âte  les ressources humaines et la R&D comme deux composantes principales de la croissance. ±

La theÂorie du capital humain

s'efforce d'expliquer l'importance des res-

sources humaines dans les processus e Âconomiques et leur nature comple Âmentaire vis-a Á-vis du capital physique. Par analogie, le capital humain est conside  re  comme un actif, dans lequel non seulement les entreprises mais e  galement les personnes peuvent investir. Le capital humain est suppose  jouer un double ro à le (Mincer, 1989 a et b) : comme stock de compe Âtences, il est un facteur de production, et comme stock de connaissances, il est une source d'innovation, une condition pre Âalable a Á la croissance e Âconomique. ±

La theÂorie de l'innovation

en tant qu'autre corps de the Âorie explique l'e  vo-

lution technologique comme facteur endoge Áne de  terminant de la production. Bien que traditionnellement, la R&D ait e Âte  conside  re  e comme la base fondamentale de l'innovation, d'autres composantes immate Ârielles ont e  te  distingue  es comme facteurs cumulatifs. L'OCDE et Eurostat ont donc propose  des orientations pour collecter et interpre Âter les donne  es technologiques d'innovation.

340 ±

 enne Les leviers de la politique europe

De nouvelles theÂories de la croissance

ont avance  durant les dernie Áres

anne  es la reconnaissance des composantes immate Ârielles comme parties inte  grantes des processus e Âconomiques contemporains. L'accumulation de connaissances, comprenant le capital humain, le capital organisationnel ainsi que des e Âle  ments du capital physique lie Âs a Á ces derniers est conside  re Âe comme la source fondamentale de la croissance dans les

sance endogeÁne.

Les

theÂories eÂvolutionnistes

theÂories de crois-

ont pour leur part de  veloppe Â

une nouvelle approche en expliquant les « routines » globales de l'innovation

240

et des progre Á s technologiques. Outre le fait de de Âfinir l'innovation

comme variable endoge Áne, elles se concentrent sur l'interde Âpendance des facteurs de production pluto à t que leur distinction claire, et sur les processus d'apprentissage et de de Âcouverte pluto à t que sur les de Âcisions d'octroi de ressources.

2.2 Le point de vue des entreprises 2.2.1

Le deÂveloppement des ressources humaines fait partie des deÂcisions d'investissement L'innovation a un impact important sur la performance d'entreprise. Les

entreprises innovatrices comptent donc plus que jamais sur l'application de la connaissance. Bien que la connaissance puisse e Ãtre inte  gre  e sous diffe  rentes formes, les ressources humaines sont reconnues pour e Ãtre un facteur de Âcisif dans le de  veloppement des connaissances et de l'innovation. Cela entraõÃne deux conse Âquences pour la gestion des entreprises : 1.

les ressources humaines doivent constituer le fondement de la gestion strate  gique de l'entreprise (a Á long terme) ;

2.

elles doivent apparaõÃtre comme une alternative pour l'allocation du capital sur les marche  s financiers. Ne  anmoins, de telles de Âcisions doivent e Ãtre base  es sur des informations

se  rieuses, et il s'ave Á re que la comptabilite  ge  ne  rale est de moins en moins apte a Á produire une image fide Ále de la re  alite  e  conomique alors que sa mission est d'apporter aux diffe Ârents acteurs inte  resse  s, en particulier les investisseurs, les cre  anciers, les pouvoirs publics, les bureaux statistiques, les salarie Âs et les dirigeants d'entreprise, l'information dont ils ont besoin. Or, e Âtant donne  que la 240

La connaissance engendre Âe par l'apprentissage est mate  rialise  e et comprise dans des « routines ». Il s'agit de

« routines » au sens des the Âories e  volutionnistes qui les de Âfinissent comme « des mode Áles d'interaction qui constituent des solutions efficaces a Á des proble Á mes particuliers » (Dosi, Teece et Winter « Les frontie Áres des entreprises », Revue d'Economie Industrielle, 1

er

trimestre, 1990). En raison de la complexite  des interactions

qu'elles mettent en úuvre, ces routines ne peuvent e Ãtre codifie  es et sont donc tacites.

 conomies base  es sur la connaissance Les ressources humaines : la force invisible des e

341

comptabilite  ge  ne  rale de  crit des processus e Âconomiques base Âs sur les entre  es et les sorties de flux mate Âriels, la part croissante des valeurs immate Ârielles n'est pas traite  e de fac Ë on ade  quate.

2.2.2

Le manque d'information lie aux valeurs immateÂrielles peut deÂformer les deÂcisions internes et externes d'investissement En termes pratiques cela signifie que, d'apre Ás les re Ágles actuelles de compta-

bilite  , les cou  riels sont totalement supporte Âs par une seule à ts des facteurs immate pe  riode comptable. Et, alors me Ãme qu'ils peuvent avoir un effet sur plusieurs pe  riodes, ils ne sont pas reconnus comme un investissement et n'apparaissent pas  tats dans la valeur de l'entreprise indique Âe dans les e  tats financiers. Dans certains E membres, il existe des options marginales pour incorporer la formation dans la valeur d'un actif corporel, c'est le cas en France pour les achats d'e Âquipement dont le contrat de mise en service inclut une pe Âriode de formation et d'adaptation des salarie  s. Il convient cependant de remarquer que ces mesures ont une porte Âe insuffisante et ne sauraient repre Âsenter une e  tape se Ârieuse vers une meilleure reconnaissance. L'incapacite  des rapports financiers a Á fournir des informations approprie  es sur les actifs incorporels peut avoir des effets a Á deux niveaux : 1.

Les de  cisions strate  giques de l'entreprise peuvent ne pas prendre suffisamment en conside  ration les effets a Á long terme des investissements immate  riels et conduire a Á les ne  gliger au profit des investissements mate Âriels. Les de  penses pour la formation sont re Âgulie Á rement mentionne  es comme exemple du type de de  penses immate  rielles qui sont imme Âdiatement re Âduit en pe  riode d'auste  rite  e  conomique.

2.

Durant les dernie Á res anne  es, un e  cart croissant est apparu entre la valeur de marche  des entreprises, particulie Árement celles fonctionnant avec une forte intensite  de technologie et de savoir-faire, et leur valeur comptable

241

(Blair, 1995). La diffe Ârence peut pour une large part e Ãtre explique  e par la reconnaissance des valeurs immate Ârielles par les marche Âs financiers comme faisant partie de la valeur re Âelle de l'entreprise. Ne Âanmoins, le de  ficit d'informations fiables et comparables sur l'investissement immate  riel aboutit a Á l'estimation incertaine et volatile de leur valeur par les investisseurs exte Ârieurs.

2.2.3

Les obstacles aÁ la reconnaissance des investissements en ressources humaines comme actifs : certains aspects comptables Les comptables sont conscients de l'incapacite  des e  tats financiers tradi-

tionnels a Á donner une image re Âelle des processus e Âconomiques. Ne Âanmoins, 241

The New-York Times

du 2 juillet 1996.

342

 enne Les leviers de la politique europe

l'orientation de la comptabilite  qui tend a Á privile  gier les stocks physiques et les mouvements de capitaux, fixe des conditions et des limites claires a Á l'e  galite  de traitement des actifs corporels et des actifs incorporels.

International Accounting Standards Committee

Le (IASC) a e  labore  un Á la suite des cadre pour la pre Âparation et la pre Âsentation des e Âtats financiers. A principes adopte Âs au niveau international, un actif est reconnu dans le bilan quand son cou Ãtre mesure  de fac Ë on fiable et il est probable que les à t ou sa valeur peut e be  ne  fices e Âconomiques futurs retourneront a Á l'entreprise au-dela Á de la pe  riode comptable en cours. Pour re Âpondre aux proble Á mes spe  cifiques relatifs aux valeurs immate Ârielles, l'IASC a publie  une norme sur les actifs incorporels (IAS 38). La norme s'applique a Á tous les actifs incorporels qui ne sont pas spe Âcifiquement traite Âs dans d'autres normes internationales de comptabilite Â. Cela comprend des de Âpenses relatives a Á la publicite  , la formation, les frais d'e Âtablissement, et les de Âpenses de recherche et de de  veloppement (R&D). Selon l'IAS 38, un actif incorporel devrait e Ãtre reconnu initialement a Á son cou  tats financiers si, et seulement si : à t dans les e ±

l'actif est goodwill

±

identifiable

242

, s'il est

d'une entreprise ;

controÃleÂ

et clairement

diffeÂrentiable

du

il est probable que les be Âne  fices e  conomiques futurs qui sont imputables a Á l'actif retourneront a Á l'entreprise ; et

±

le cou Ãtre mesure  de fac Ë on fiable. à t de l'actif peut e Ces re Ágles s'appliquent si un bien incorporel est acquis a Á l'exte  rieur de

l'entreprise ou s'il est produit de fac Ëon interne. Dans le cas d'une fusion ou acquisition d'entreprises, la norme souligne que si un e Âle Âment incorporel ne remplit pas a Á la fois la de  finition et les crite Á res pour la reconnaissance en tant qu'actif incorporel, les de Âpenses pour ce bien devraient faire partie du goodwill, qui constitue un actif. Remplir ces conditions pour inte Âgrer des investissements immate Âriels tels que la formation dans le cadre actuel de la comptabilite  rencontre de se  rieux proble Á mes. Selon ces crite Á res, toutes les de Âpenses pour la formation (ainsi que les autres e Âle  ments incorporels mentionne Âs) doivent e à tre reconnues comme des charges lorsqu'elles sont effectue Âes. 242

Le goodwill, ou survaleur, repre Âsente la valeur des actifs non ne Âgociables de l'entreprise (compe Âtence, savoir-

faire..) a Á l'origine de la cre  ation de valeur. Il s'e  value par diffe  rence entre la valeur actuarielle de l'entreprise, base  e sur les espe  rances de revenus futurs, et sa valeur patrimoniale repre Âsente  e par les actifs acquis dans le passe  et effectivement enregistre  s dans la comptabilite  de l'entreprise. Le goodwill est enregistre  dans l'actif du bilan de l'entreprise dans le cas ou Âte  revendue pour un prix supe Ârieur au total de son actif comptable. Á celle-ci a e L'acque  reur doit alors proce Âder a Á l'amortissement de ce goodwill selon les normes comptables en vigueur.

 veloppement des ressources humaines comme un investissement immate  riel Le de

343

Par conse  quent, la distinction entre les capitaux et les de Âpenses courantes dans les enregistrements comptables des socie Âte  s ne re Âpond pas a Á l'exigence d'une se  paration entre l'investissement et la consommation afin d'identifier les valeurs immate  rielles. La sensibilisation croissante au fait que des de Âpenses relatives a Á des e  le  ments incorporels sont en re Âalite  des investissements, peut induire des changements a Á cet e  gard, mais a Á court terme il est peu probable que les bilans puissent servir de base de donne Âes sur l'investissement immate Âriel, que les besoins d'information soient internes ou externes. En re  alite  , les re Ágles comptables actuelles ne permettent pas de rendre compte de la valeur intrinse Á que du capital humain de l'entreprise. En effet, les principes comptables consistent a Á enregistrer des valeurs selon leurs cou à ts historiques, et ne sauraient rendre compte de la valeur des actifs en fonction de leur potentiel de cre Âation de richesse futur. De Ás lors, la mesure de cette valeur ne peut pas se re Âduire aux moyens mis en úuvre pour l'obtenir (nombre d'heures de formation, etc.). Il s'agit simplement d'introduire des ame Ânagements dans la comptabilite  , pour e  voluer vers un changement de statut des de Âpenses qui concourent a Á la cre  ation et a Á l'utilisation de capital humain afin de les conside Ârer comme un investissement pour l'entreprise et non pas comme des charges.

3. LES APPROCHES DESTINEÂES AÁ CONSIDEÂRER

LE DEÂVELOPPEMENT DES RESSOURCES HUMAINES COMME UN INVESTISSEMENT IMMATEÂRIEL

3.1 Une tentative pour deÂfinir et classer les biens immateÂriels L'importance toujours croissante des valeurs immate Ârielles dans la vie e  conomique a multiplie  les concepts et les de Âfinitions relatifs aux nouveaux processus de cre Âation de richesse. La principale conse Âquence de la croissance rapide de l'e Âconomie immate  rielle est que les PIB des nations industrialise Âes ne sont plus entie Á rement explique Âs par les deux facteurs traditionnels de production, main-d'úuvre et capital, mais par un troisie Áme facteur qui peut e Ãtre qualifie  de « matie Á re grise ». Ainsi que nous l'avons e Âvoque  pre  ce  demment, ce phe Ânome Á ne est e  galement de Âsigne  par les termes de capital intellectuel, capital humain ou capital social, et repre Âsente l'accumulation de connaissances a Á chaque e  tape de la fonction de cre Âation de valeur. Les valeurs immate Ârielles correspondent effectivement a Á ce troisie Áme facteur et sont tre Á s difficiles a Á analyser principalement en raison de leur caracte Á re e  mergent et du manque de consensus sur sa de Âfinition ou sur son e  ventuelle classification.

344

 enne Les leviers de la politique europe

Au niveau national, il est ne Âcessaire de comprendre le contenu des cycles de production dans les comptes nationaux, puisque les valeurs immate Ârielles font partie des facteurs de production, ou inputs, en tant que matie Áre grise contenue dans les processus de production, d'une part, et d'autre part des produits, ou outputs, en tant que biens et services de Ârive  s des hautes technologies. Pour ce qui concerne l'entreprise, un nombre suffisant d'informations doit e Ãtre recueilli pour comprendre les e Âle  ments qui expliquent l'avantage concurrentiel d'une entreprise compare Âe a Á d'autres. Le fondement de la plupart des classifications est la de Âfinition de l'investissement immate  riel selon laquelle un investissement implique des de Âpenses dans le pre  sent afin de ge Âne  rer des revenus dans l'avenir. En 1992, l'OCDE proposait de de  finir les investissements immate Âriels comme « toutes les de Âpenses a Á long terme effectue  es par les entreprises visant a Á augmenter la performance future exception faite de l'achat d'actifs immobilise Âs ». La principale raison de la disparite  des diffe  rentes classifications existantes tient au caracte Á re he  te  roge Á ne de l'investissement immate Âriel et aux imbrications entre les diffe  rentes cate  gories d'actifs immate  riels ainsi qu'a Á leur interrelation avec les actifs physiques : l'utilisation des technologies innovantes est ge Âne  ralement le re Âsultat d'une combinaison d'e Âle  ments mate  riels et immate Âriels. Le de  veloppement de la formation et des ressources humaines est d'une manie Áre ou d'une autre reconnue comme une cate Âgorie distincte, ne  anmoins son e Âtroite relation avec d'autres cate Âgories est e  vidente. Johnson et Kaplan (1987) ont propose  de de  composer l'investissement immate  riel en quatre cate Âgories : 1.

recherche et de  veloppement ;

2.

logiciel ;

3.

marketing ;

4.

formation. L'OCDE (1997a) garde les trois premie Áres cate Âgories mentionne  es et ope Á re

une distinction entre 4) capital organisationnel et 5) capital humain. Les manuels Frascati (1994) et Oslo (1992) de l'OCDE proposent a Á la fois des de Âfinitions et des orientations pour la collecte de donne Âes sur les valeurs immate Ârielles au niveau macroe  conomique. Toutefois, ces travaux ont montre  le recoupement de domaines tels que l'innovation, la R&D et la formation. Au niveau microe  conomique, Bontis

et al.

(1999) examinent les quatre

syste Á mes de mesure les plus utilise Âs par les praticiens : 1.

la comptabilite  des ressources humaines ;

2.

l'EVA ;

3.

le tableau de bord ;

4.

les comptes de capital intellectuel.

 veloppement des ressources humaines comme un investissement immate  riel Le de

345

3.2 La connaissance consideÂreÂe comme un investissement au niveau macro-eÂconomique

Les the  ories de la croissance et du de Âveloppement tentent d'expliquer le caracte Á re des e  conomies base  es sur la connaissance ou Âre Âe Á celle-ci est conside comme un bien quasi public au sens de l'e Âconomie publique, a Á savoir un bien a Á caracte Á re collectif, capable de compenser le de Âclin de la productivite  marginale du capital. Les concepts de capital intellectuel, de capital humain et de capital social aident a Á comprendre ce qui est entendu par valeurs immate Ârielles a Á ce niveau de l'analyse.

3.2.1

Capital intellectuel Dans la litte  rature e  conomique (Caspar et Afriat, 1988 p. 21 ; Machlup,

1962 ; Dosi, 1984 ; Freeman et Perez, 1988), le concept de capital intellectuel fait re  fe  rence a Á une notion large qui comprend tous les e Âle  ments des valeurs immate  rielles plus la notion de culture industrielle, scientifique et technologique. L'investissement intellectuel englobe la cre Âation d'un environnement approprie  pour stimuler l'innovation. Le dilemme principal du « capital intellectuel » est la difficulte  de transformer ce concept en un cadre fonctionnel pour la collecte des donne  es.

3.2.2

Capital humain La capacite  intellectuelle incorpore Âe dans les e Ãtres humains est reconnue

comme un facteur important de croissance e Âconomique et l'e Âle  ment essentiel du processus de production. Sa comple Âmentarite  avec l'investissement dans le capital physique explique pourquoi la the Âorie du capital humain souligne la notion selon laquelle les personnes investissent dans leur enseignement, ce qui entraõÃne un cou  leve  et aboutit a Á une perte de recettes a Á court terme, afin de re Âaliser des Ãt e revenus plus e Âleve  s dans les anne  es suivantes. En conse Âquence, la demande de main-d'úuvre est conside Âre  e comme une fonction des caracte Âristiques scolaires et de la formation individuelle. Le capital humain est, en tant qu'actif, semblable a Á maints e  gards aux actifs physiques ou financiers (Becker, 1975 ; Kendrick, 1976 ; Schultz, 1969, 1971).

3.2.3

Capital social Ce concept fait re Âfe  rence a Á l'ide  e selon laquelle la connaissance est un bien

quasi public puisque les be Âne  fices qui sont issus de tout investissement immate Âriel ont souvent des effets externes qui peuvent e Ãtre conside  re  s comme une prestation sociale (Romer, 1990). Une description des be Âne  fices devrait donc tenir compte non seulement des be Âne  fices prive  s pour l'entreprise mais aussi des prestations

346

 enne Les leviers de la politique europe

sociales pour la communaute  dans son ensemble. Par ailleurs, des auteurs anglosaxons (Nahapiet et Goshal, 1998) ont propose  une de  finition du capital social

«la somme des ressources reÂelles et potentielles inteÂgreÂes dans, disponibles par et issues du reÂseau de relations posseÂdeÂes par un individu ou une entite sociale».

pour l'entreprise. C'est

Il est e  vident que ce capital ne peut pas e Ãtre mesure  de

manie Á re formelle par l'outil comptable. Les auteurs de Âmontrent que le capital social est indispensable a Á la cre  ation et a Á l'utilisation du capital intellectuel, dont le capital humain ne constitue qu'une partie.

3.3 La connaissance consideÂreÂe comme un actif de l'entreprise Au niveau des entreprises, la nature des de Âpenses et la manie Á re dont elles sont traite Âes dans les e  tats financiers semblent e Ãtre une manie Áre pragmatique d'analyser et de classer des valeurs immate Ârielles, du moins comme premie Áre approche. Cela n'implique pas que toutes les de Âpenses sont des investissements puisque des restrictions peuvent s'appliquer, et qu'elles ne sont pas, dans ce cas, traite  es comme telles dans les e Âtats financiers. Diffe Ârentes tentatives pour classer les valeurs immate Ârielles sont rendues plus complexes en raison de l'interfe Ârence entre les cate Âgories existantes telles que la R&D, la formation ou le capital organisationnel.

3.3.1

Recherche et deÂveloppement L'OCDE (1994), dans le manuel « Frascati », a tente  d'e  noncer clairement

le contenu et les de Âfinitions des de  penses de R&D. Elles comprennent les de Âpenses cense  es de  velopper la connaissance technique et scientifique ainsi que celles destine  es a Á la rendre ope  rationnelle pour les entreprises (innovations). Beaucoup d'e  tudes montrent que la R&D est maintenant un facteur capital dans la performance des entreprises. Elle be Âne  ficie, a Á ce titre, d'une attention particulie Áre, ce qui explique qu'elle est reconnue, dans de nombreux cas, comme un actif par les normes comptables.

3.3.2

La formation professionnelle et le deÂveloppement des ressources humaines La formation professionnelle peut e Ãtre de  finie comme un investissement

finance  en totalite  ou en partie par les entreprises (directement ou indirectement), pour que les personnes employe Âes par elles puissent ame Âliorer, acque  rir ou maintenir des compe  tences, des connaissances ou des qualifications professionnelles. Les ressources financie Áres consacre  es par les entreprises a Á la formation professionnelle ne cessent de croõÃtre dans les pays de l'Union Europe Âenne. Bien que la performance sociale ait e Âte  longtemps oppose Âe a Á la performance financie Áre, il est maintenant de Âmontre  que les deux sont fortement corre Âle  es, spe  cialement a Á long

Un cadre politique pour promouvoir l'investissement en ressources humaines

347

terme (d'Arcimoles, 1995). Ne Âanmoins, bien que les aptitudes et les compe Âtences acquises ou maintenues par la formation professionnelle soient signale Âes comme de  penses dans les comptes financiers (compte de re Âsultat), elles ne sont jamais conside  re  es comme un investissement.

3.3.3

Capital organisationnel et structurel Ce domaine couvre des de Âpenses destine Âes a Á la conception de syste Á mes de

gestion et de contro à le. De telles de Âpenses ont pour but de rationaliser, d'ame Âliorer ou d'adapter les organisations des entreprises et sont significatives pour la cohe Ârence et la flexibilite  de toute l'entite Â. Le niveau des de  penses dans ce secteur devient une mesure de base du potentiel de croissance et de compe Âtitivite  , bien qu'il ne soit pas mis en relief dans les e Âtats financiers. Conscientes des insuffisances de l'information produite par leur syste Áme comptable, certaines grandes entreprises europe Âennes ont mis au point des syste Á mes d'information et de pilotage internes base Âs sur des indicateurs pertinents de cre  ation de valeur, en particulier le capital humain et le de Âveloppement de la compe  tence des salarie Âs. Ainsi Skandia, une socie  te  d'assurance sue Âdoise a mis en place un « navigateur » permettant de donner la priorite  au capital intellectuel (CI), puisque la performance est e Âvalue  e par re  fe  rence au CI mesure  au travers de 23 indicateurs principaux. Depuis 1995, ces indicateurs sont annexe Âs au rapport financier annuel, ce qui a eu pour effet de re Âduire de 0,5 % le cou à t du financement de l'entreprise sur le marche  financier (cou à t des fonds propres) et de porter les prises de participation des investisseurs e Âtrangers, principalement ame Âricains, de 40 a Á 70 %. Par ailleurs, en raison de la plus grande transparence de son potentiel de croissance future, le cours de l'action de l'entreprise (cote Âe a Á Stockholm, Londres et New York) a re  gulie Á rement augmente  (Edvinsson et Malone, 1997).

4. UN CADRE POLITIQUE POUR PROMOUVOIR

L'INVESTISSEMENT EN RESSOURCES HUMAINES Les dirigeants d'entreprise, les de Âcideurs politiques gouvernementaux, les

partenaires sociaux ainsi que les diffe Ârents travailleurs assument une responsabilite  cruciale dans la promotion de l'investissement dans la connaissance et les compe  tences. Leur engagement dans la formation tout au long de la vie de Âpend en grande partie de la preuve et de la visibilite  des be  ne  fices pre  vus et re Âalise  s par leurs investissements. Ces dernie Áres anne  es ont vu apparaõÃtre une pre  occupation croissante lie Âe a Á l'absence de prise en compte des investissements que repre Âsentent le de  veloppement des ressources humaines et la formation tout au long de la vie. On peut supposer que fournir davantage de transparence au processus

348

 enne Les leviers de la politique europe

d'investissement et de Âmontrer la valeur des ressources humaines constituera une incitation a Á les promouvoir ainsi qu'un engagement plus efficace dans la formation tout au long de la vie. Au cours des dernie Á res anne  es, diffe  rents secteurs incluant la recherche universitaire, le de Âbat politique et les pratiques des entreprises, ont aborde  le proble Á me de l'identification des formes les plus approprie Âes de communication. La conclusion qui peut e Ãtre tire  e de cette expe Ârience, est la suivante : 1.

Des progre Á s ont e  te  accomplis pour reconnaõÃtre l'investissement en ressources humaines comme un actif aux niveaux de la nation, de l'entreprise et de l'individu, mais

2.

l'expe  rience et les de Âcisions les plus efficaces ont une porte Âe tre Á s localise  e, elles sont difficilement ge Âne  ralisables, de plus

3.

on constate un manque d'engagement politique pour promouvoir la reconnaissance des de Âpenses immate  rielles en tant qu'investissement. La Commission a donc propose  un cadre politique pour encourager les

actions visant a Á de  velopper des pratiques largement applicables en matie Áre de communication d'informations, sur une base volontaire. Les effets induits doivent e à tre de de  velopper des me Âcanismes de financement engageant les entreprises a Á long terme. Concre Á tement, il s'agit d'aboutir a Á un accord sur

la classification l'eÂvaluation

des

valeurs immate  rielles aux niveaux macro et microe Âconomiques, sur

de l'investissement en ressources humaines d'apre Ás des indicateurs quantitatifs et

qualitatifs de  montrant le cou Âalisations en matie Áre de formation tout au à t et les re long de la vie et enfin, sur

la preÂsentation

de ces informations. Les effets de Âcou-

lant d'une plus grande transparence de l'investissement en ressources humaines, pourraient e à tre, en fait, en conflit les uns avec les autres. C'est pourquoi, diffe Ârents points de vue doivent e Ãtre pris en compte afin de re Âpondre aux exigences affiche Âes par les diffe  rents acteurs concernant l'utilisation d'informations pertinentes, fiables et ve Ârifiables. Enfin, l'effort pour rendre visible l'investissement en ressources humaines doit s'accompagner de mesures destine Âes a Á favoriser cet investissement par des me  canismes approprie Âs afin de financer la formation tout au long de la vie.

4.1 Le deÂveloppement des ressources humaines comme strateÂgie d'entreprise

 riale) (la dimension manage

Plusieurs e  tudes de Âmontrent que l'investissement immate Âriel de  passe de Âja Á dans de nombreuses entreprises l'investissement mate Âriel. Cela signifie que les entreprises re  alisent des de  penses conside  rables pour des facteurs de production, qui ne sont pas reconnus comme des investissements, mais qui apparaissent

Un cadre politique pour promouvoir l'investissement en ressources humaines

349

comme des de Âpenses de consommation pe Âriodiques dans les rapports financiers classiques. Ne Âanmoins, de nombreux facteurs immate Âriels ont un effet multipe Âriodique, ils concourent a Á la valeur de l'entreprise et devraient donc e Ãtre conside  re  s comme des choix alternatifs d'investissement. En conse Âquence, le de  veloppement des ressources humaines, en tant qu'investissement immate  riel majeur, devrait e Ãtre reconnu comme faisant partie des strate Âgies de l'entreprise. Les dirigeants d'entreprise ont besoin de fonder leurs de Âcisions strate  giques sur des informations approprie  es et des outils permettant l'e Âvaluation des options strate  giques. Ce besoin n'est pas nouveau, et des efforts ont e Âte  faits au travers des concepts e  labore  s par des universitaires (par exemple le « human resource accounting »(Flamholtz, 1972)) ou au moyen de syste Ámes clairement oriente Âs vers la gestion (par exemple le « balanced scorecard » (Kaplan et Norton, 1992)). Mais le besoin demeure, de produire des informations sur les valeurs immate  rielles au sein de l'entreprise en s'appuyant sur des fondements the Âoriques clairs afin de servir de base au management strate Âgique. Le cadre devrait soutenir les efforts d'e Âlaboration d'un outil de gestion  gique pour le de strate  veloppement des ressources humaines applicable au niveau de l'entreprise (en particulier accessible aux PME). Il devrait : ±

e à tre base  sur des indicateurs quantitatifs et qualitatifs selon une terminologie convenue pour le de Âveloppement des ressources humaines,

±

faciliter la comparaison des options d'investissement sur la base des cou à ts, de la valeur du marche  et des retours sur investissement,

±

permettre l'identification de la compe Âtitivite  de l'entreprise (en particulier l'e  valuation sectorielle ou re Âgionale),

±

faire le point des pratiques en vigueur des entreprises qui communiquent leurs efforts en faveur du de Âveloppement des ressources humaines.

4.2 L'ameÂlioration de l'acceÁs aux marcheÂs financiers Á re) (la dimension financie

On de  nonce souvent les difficulte Âs rencontre  es par les entreprises innovantes pour acce  der aux capitaux externes, le cou  leve  des capitaux a Á risque ainsi Ãt e que le risque croissant d'allocation inefficace du capital. La raison en est que les marche  s financiers disposent souvent d'informations insuffisantes sur l'avantage concurrentiel des entreprises ayant fortement investi dans les biens immate Âriels. Bien que les conclusions divergent quant a Á la disposition des marche Âs financiers a Á construire leurs de Âcisions sur des donne Âes structure  es, un cadre pour signaler les valeurs immate  rielles devrait servir de garantie pour les investisseurs et devrait e  galement faire apparaõÃtre les ressources humaines comme une option e Âquivalente a Á l'investissement en capital mate Âriel.

350

 enne Les leviers de la politique europe

Âs financiers a Le cadre devrait offrir une incitation aux marche Á allouer plus efficacement et plus largement le capital gra Ãce a Á des informations fiables et comparables. Un tel syste Áme d'information devrait donc ±

constituer une re Âfe  rence que les entreprises pourraient utiliser pour attirer des capitaux destine Âs a Á leurs investissements en biens immate Âriels,

±

e à tre fonde  sur des indicateurs quantitatifs et qualitatifs, et non pas seulement financiers,

±

tenir compte, dans la mesure du possible, des crite Áres de de Âcision des investisseurs (en conside Ârant, par exemple, l'e Âcart entre la valeur de marche  et la valeur comptable des entreprises),

±

e à tre agre  geable a Á un niveau global, afin de mobiliser des capitaux provenant de fonds de financement de la formation (par exemple les fonds sectoriels, re  gionaux ou gouvernementaux).

4.3 Le renforcement de l'emploi et de la croissance par le deÂveloppement des ressources humaines (la dimension fiscale)

Les ressources humaines se sont ave Âre  es jouer un ro à le de  terminant dans la croissance e  conomique et dans la cre Âation de richesses. L'investissement dans les aptitudes et les compe Âtences est en me Ãme temps pris en conside Âration pour influer positivement sur l'employabilite  des diffe  rents travailleurs et pour contribuer a Á la flexibilite  des industries. On constate que les gouvernements sont de plus en plus incite Âs a Á promouvoir l'investissement dans les ressources humaines comme dimension transversale des strate Âgies macro-e Âconomiques et des strate Âgies pour l'emploi. Outre l'offre gouvernementale de formation, il existe un e Âventail large d'options politiques pour la cre Âation de conditions favorables a Á l'investissement par les entreprises, les me  nages, les marche Âs financiers et les autorite  s de  centralise  es. L'intervention gouvernementale, soit sous forme d'aide directe ou d'intervention fiscale indirecte, se concentre de plus en plus sur des objectifs clairs et sur leurs effets pre  visibles. Pour e Âviter des effets pervers, la mise en úuvre des politiques gouvernementales ne Âcessite de s'appuyer sur des crite Áres fiables : plus de transparence dans le processus d'investissement devrait donc faciliter les mesures gouvernementales en faveur d'un investissement plus important et plus efficace dans les ressources humaines par tous les acteurs de la formation tout au long de la vie. Il semble donc souhaitable d'e Âtablir la transparence de l'investissement au niveau global par

Un cadre politique pour promouvoir l'investissement en ressources humaines

±

351

des indicateurs qualitatifs et quantitatifs macro-e Âconomiques pour les diffe  rents cou  ne  fices prive  s et collectifs, à ts et be

±

davantage de clarification de la double fonction des ressources humaines comme contribution a Á la croissance e Âconomique et contribution a Á l'emploi,

±

une explication des meilleures pratiques en matie Áre de politique fiscale promouvant l'investissement des entreprises et l'investissement des individus.

4.4 Le deÂveloppement des meÂcanismes de cofinancement pour la formation tout au long de la vie

(la dimension sociale)

Le de  veloppement des aptitudes et des compe Âtences tout au long de la vie est un inte  re à t commun aux entreprises, aux citoyens et aux gouvernements. Afin de garantir l'e Âgalite  d'acce Ás a Á la formation tout au long de la vie ainsi que des contributions supple  mentaires et plus efficaces des diffe Ârents acteurs, les me Âcanismes de financement doivent inte Âgrer le principe de l'investissement en tant qu'engagement a Á long terme. En conse Âquence, les efforts, les inte Âre à ts et les be  ne  fices de l'apprentissage doivent e Ãtre e  vidents et devraient e Ãtre utilise  s comme crite Á res pour de  terminer les principes du financement qui sont en accord avec les marche  s du travail en permanente e Âvolution. Les partenaires sociaux jouent un ro à le important en assurant les conditions qui permettent aux entreprises et aux travailleurs d'investir dans les aptitudes et les compe Âtences et de rendre la connaissance accessible. Les partenaires sociaux ont, a Á diffe  rents niveaux dans  tats membres, e les E Âtabli des formes novatrices de cofinancement qui prennent en conside  ration diffe  rents types de ressources disponibles (mone Âtaire et non mone Âtaire) et les formes flexibles de l'emploi.  canismes innovateurs du cofinancement Afin de promouvoir les me conforme  ment aux diffe Ârents inte  re à ts implique Âs, les formes transparentes de financement devraient e Ãtre de  veloppe  es et ne  gocie  es, ±

selon le financement des crite Áres refle  tant l'engagement des entreprises et des me  nages (entre  es mone  taires et non mone Âtaires) et les inte  re à ts (utilisation des compe  tences et leur accre Âditation),

±

en promouvant la notion d'investissement e Âtale  dans le temps en s'appuyant sur la flexibilite  des conditions de travail,

±

en utilisant l'expe Ârience faite avec les me  canismes innovateurs de cofinancement.

352

 enne Les leviers de la politique europe

5. CONCLUSION La connaissance, en tant que facteur central du processus de cre Âation de richesse, appelle un ve Âritable changement de paradigme. Il s'agit, en effet, de passer du the Á me historique dominant de l'appropriation de la valeur, a Á celui de la cre  ation de la valeur. Ce qui suppose de baser l'analyse du phe Ânome Á ne sur les processus et non plus sur des variables bien de Âfinies qui entretiendraient entre elles des relations formalisables. De Ás lors, le contexte devient une dimension capitale dans la de Âfinition des concepts et mode Áles approprie Âs. Des variables comme l'environnement e Âconomique, la taille de l'entreprise, son secteur d'activite  , sont de Âterminantes dans les de Âfinitions, les syste Ámes de mesure et la mise en úuvre d'actions destine Âes a Á promouvoir la connaissance. Le domaine de recherche ouvert est immense. S'agissant d'un phe Ânome Á ne nouveau et mal connu, les questions de recherche et les modes d'investigation plaident pour des approches multidisciplinaires et un large e Âventail de me Âthodes, parmi lesquelles les e Âtudes de cas et l'analyse des pratiques occupent de Âja Á une place de choix. Il est e Âvident que, au niveau actuel de connaissance dans ce domaine, la question des actions ade Âquates apparaõÃt quelque peu pre Âmature Âe. Un travail pre  alable de compre  hension et d'analyse semble indispensable. C'est pourquoi, la Commission europe Âenne a de Âfini un plan d'action qui consiste principalement a Á fournir un cadre pour tenter de re Âve  ler l'importance du capital intellectuel (mais ne vaudrait-il pas mieux parler de potentiel intellectuel ?) afin que les de  cisions ad-hoc puissent e Ãtre prises et mises en úuvre par les acteurs euxme à mes, l'objectif e Âtant d'inte  grer pleinement le contexte.

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CHAPITRE

18 Â QUELQUES DETERMINANTS

DE LA DISTRIBUTION SPATIALE

DU CAPITAL HUMAIN

Philippe MONFORT

IRES, Universite catholique de Louvain

356

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

REÂSUMEÂ 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. Ce papier 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 internes ou externes.

1. INTRODUCTION Le ro à le joue  par le capital humain dans nos e Âconomies est encore mal compris. Il est tout d'abord difficile de le mesurer de manie Áre ade  quate. Le concept approprie  de capital humain peut changer en fonction des questions e  tudie  es et il est souvent mal aise  de de  finir celui qui, dans le contexte conside Âre Â, semble le plus pertinent. La manie Áre dont il interagit avec les autres variables e  conomiques peut, elle aussi, e Ãtre tre Á s variable d'un cas a Á l'autre. Par exemple, dans le processus ge  ne  rateur d'innovations, quel type de capital humain faut-il prendre en compte ? Dans ce processus, joue-t-il un ro à le similaire a Á celui d'un facteur variable (auquel cas, la quantite  d'innovations ge Âne  re  e serait lie  e au stock de capital humain disponible a Á un moment donne Â) ou, au contraire, agit-il comme un facteur fixe (auquel cas, une quantite  donne  e de capital humain est une condition ne  cessaire a Á la production d'innovations sans que cette dernie Áre soit limite  e par le stock existant) ? Ces difficulte Âs semblent e  galement trouver e Âcho dans l'ambiguõÈte  du lien que l'on observe entre croissance et capital humain. La plupart des e  tudes empiriques ont en effet du mal a Á isoler une relation claire entre les deux variables et a Á confirmer une contribution significative du capital humain au processus de croissance e Âconomique (voir, par exemple, Lucas, 1988 ou Mankiw

et al.

, 1992).

Malgre  cela, nombre d'indices sugge Árent que le capital humain occupe une place centrale dans le processus de de Âveloppement e Âconomique, en particulier pour les e  conomies industrialise  es. Peut-on en effet imaginer que l'essor spectaculaire des e  conomies occidentales lors de la re Âvolution industrielle ait pu avoir lieu sans que la formidable croissance due au stock de capital physique ne s'accompagna à t d'un accroissement tout aussi remarquable du stock de capital humain ? Celle-ci est en effet base Âe sur une se Ârie d'innovations technologiques (machines a Á vapeur, modernisation des me  tiers a Á tisser, de  veloppement de

Introduction

357

moyens de transport, ge Âne  ralisation de l'utilisation de l'e Âlectricite  ...) pour lesquelles le capital humain a inde Âniablement joue  un ro à le initiateur important. Ensuite, ces de Âcouvertes techniques n'auraient pu e Ãtre exploite Âes sans que la main-d'úuvre ne soit a Á me à me de travailler sur des outils de plus en plus complexes (au de Âbut de la re  volution industrielle, 30 % de la force de travail e Âtait lettre Âe ; aujourd'hui, ce taux de Âpasse 95 % dans les pays riches

243

). Sans que l'on puisse

conclure quant au sens de la causalite Â, les zones les plus de Âveloppe  es de la plane Á te sont e  galement celles ou Á le capital humain y est le plus abondant. L'importance du capital humain se marque aussi dans notre commerce international. Le paradoxe de Leontieff repose sur le fait que les pays industrialise Âs e  taient, avant tout, des exportateurs de capital humain avant me Ãme d'e à tre des exportateurs de capital physique. Si l'on accepte donc l'ide Âe que le capital humain puisse e Ãtre un facteur d'importance dans le de Âveloppement e Âconomique, la question de sa distribution spatiale devient pertinente et inte Âressante. Dans l'hypothe Á se d'une distribution he  te  roge Á ne, c'est-a Á -dire si le capital humain pre Âsente une tendance a Á se concentrer dans certains points de l'espace pluto à t que de s'y disperser, son comportement ge  ographique pourrait en effet e Ãtre un de Âterminant potentiel de l'e Âmergence de disparite  s re  gionales que l'on sait e Ãtre un souci majeur en termes de politique e  conomique. Quels outils conceptuels l'e Âconomiste peut-il avancer pour a Á la fois expliquer la gene Áse de ces disparite  s et fournir un moyen d'e Âvaluation a priori des politiques mises en úuvre ? De ce point de vue, comme le rappel Martin (1999), en conside Ârant l'ampleur des moyens alloue Âs a Á la politique re Âgionale, on est parfois frappe  par la simplicite  des arguments qui sont invoque Âs pour les justifier et par l'absence de fondements e Âconomiques aux politiques mene Âes. La the  orie ne  o-classique du commerce international et/ou de la croissance sont de peu de secours a Á ce propos. Si la the  orie du commerce international peut fournir une explication quant a Á la spe  cialisation sectorielle des e Âconomies, elle n'offre pas d'explications concernant les disparite Âs de revenus. Le commerce international est me Ãme cense  re  duire ces disparite  s dans la mesure ou Á les pays en retard de de  veloppement sont ne Âanmoins cense  s pouvoir exploiter leurs avantages comparatifs. Quant a Á la the Âorie de la croissance, elle aurait, elle aussi, tendance a Á pre Âdire une convergence des standards e Âconomiques cette fois au travers d'un processus de catching-up par lequel les e Âconomies les plus pauvres rattrapent les plus riches. Ces cadres conceptuels, base Âs tous deux sur des hypothe Á ses de concurrence parfaite et de rendements d'e Âchelle de  croissants, ne peuvent re  ellement expliquer l'apparition de divergences re Âgionale et donc servir de base the  orique aux politiques de cohe Âsion e  conomique et sociale. 243

Voir, par exemple, The World Development Report 1999/2000, World Bank (1999).

358

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

De ce point de vue, les nouvelles the Âories de l'e Âconomie ge Âographique et de la croissance endoge Áne constituent des cadres nettement plus approprie Âs pour aborder ces questions. Ils offrent en effet la possibilite  d'introduire diverses formes de concurrence imparfaite, des rendements d'e Âchelle croissants et/ou des externalite  s plus ou moins locales. Sur de telles bases, l'e Âconomie ge  ographique met en e Âvidence la coexistence de forces de dispersion et d'agglome Âration dont la balance peut mener a Á la concentration des activite Âs e  conomiques sur un nombre limite  de localisations (voir, par exemple, Fujita et Thisse, 1996). Ces mode Á les montrent e Âgalement le ro à le fondamental joue  par l'inte  gration des marche  s (des biens et/ou des facteurs) dans ce processus. La the Âorie de la croissance endoge Á ne quant a Á elle, puisqu'elle ne postule pas la de Âcroissance des rendements d'e  chelle, ne pre  dit pas la convergence des e Âconomies riches et pauvres, et ce me à me en pre  sence de forces de convergence telle que la mobilite  des facteurs des unes vers les autres (voir, par exemple, Barro et Sala-I-Martin, 1995). Ces pans de the  ories e  conomiques offrent de Ás lors une base explicative concernant la persistance d'ine  galite  s re  gionales et peuvent donc e Ãtre utilise  s comme fondements conceptuels ou cadres de re Âfe  rence aux politiques e Âconomiques visant a Á promouvoir la cohe  sion re Âgionale. Par ailleurs, ces mode Áles livrent e  galement des enseignements particulie Árement inte  ressants quant a Á la question de la distribution ge Âographique du capital humain. L'objectif de cette contribution est donc 1.

de montrer, au travers de quelques exemples, en quoi les principes fondamentaux contenus dans les the Âories de l'e  conomie ge Âographique et de la croissance endoge Áne s'appliquent a Á la proble  matique du capital humain et peuvent en expliquer sa distribution he Âte  roge Á ne dans l'espace ;

2.

de discuter plus pre Âcise  ment le ro à le joue  par le caracte Á re plus ou moins local de certaines externalite  s ainsi que par les cou Âterà ts de transports dans la de mination de cette distribution spatiale. Le reste du chapitre est organise  de la manie Áre suivante. La section 2

examine sommairement quelques faits remarquables relatifs a Á la distribution ge  ographique du capital humain sur l'ensemble des pays europe Âens d'une part et des re Âgions belges d'autre part. La section 3 revoit les principes fondamentaux des the  ories de l'e Âconomie ge Âographique et de la croissance endoge Áne et illustre leur application au capital humain. Finalement, la section 4 conclu et propose quelques pistes de re Âflexion plus particulie Árement centre  es sur le cas de la Belgique et de la Wallonie.

Âs Quelques faits stylise

359

2. QUELQUES FAITS STYLISEÂS Cette section est consacre Âe a Á l'examen sommaire de quelques statistiques de base relatives au capital humain. Plus particulie Árement, cet exercice a pour but d'illustrer la proble  matique de la distribution spatiale de capital humain et son caracte Á re he  te  roge Á ne. Les variables choisies pour mesurer le capital humain sont e  galement mises en relation avec d'autres indicateurs e Âconomiques tels que le taux de croissance et le niveau de PIB par habitant de la zone conside Âre  e. La base ge  ographique choisie est l'Europe des 15 dans un premier temps et les re Âgions belges dans un second. Cette analyse est re Âalise  e pour deux mesures standards du capital humain, a Á savoir le niveau d'e Âducation d'une part et l'ampleur des activite Âs de Recherche et De Âveloppement d'autre part.

2.1 Europe des 15 2.1.1

Niveau d'eÂducation La variable retenue est classique et correspond au pourcentage de la popu-

lation a à ge  e de 25 a Á 59 ans ayant de  passe  le niveau du cycle secondaire moyen. Cette mesure permet en effet une comparaison de zones ge Âographiques qui se distinguent e  ventuellement par la structure de leur pyramide d'a à ge. Le tableau 18.1 reprend les donne Âes vise  es pour l'ensemble des pays europe Âens. La dispersion du capital humain entre les pays europe Âens apparaõÃt conse Âquente. L'e  cart-type repre Âsente un peu moins de 30 % du niveau europe Âen moyen et est comparable a Á ce que l'on peut observer comme dispersion en termes de PIB par habitant. Il faut cependant rappeler que cette mesure du capital humain est particulie Á rement large dans la mesure ou Âgislation Á , dans beaucoup de pays, la le scolaire est telle qu'elle oblige un grand nombre d'e Âle Á ves a Á de  passer le niveau du secondaire moyen. De plus, ce niveau minimal peut e Ãtre conside  re  comme insuffisant pour re  ellement capturer une notion de capital humain pertinente pour les pays industrialise  s. En bref, il est fort probable que cette mesure sous-estime la dispersion de ce que l'on pourrait conside Ârer comme capital humain, ce qui se confirme par l'examen de mesures alternatives (

cf. infra

).

Comme e  voque  dans l'introduction, la relation entre capital humain et taux de croissance est peu claire. Une re Âgression line  aire entre les deux variables fait apparaõÃtre une corre  lation ne  gative mais statistiquement non significative. Par contre, le lien entre capital humain et PIB/hab. est quant a Á lui positif et significatif. On pourrait a priori interpre Âter cela comme le signe d'un processus de rattrapage au travers duquel les pays les plus pauvres enregistrent les taux de croissance les plus e Âleve  s tout en ayant les niveaux de capital humain les plus faibles. Sous cette

360

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

Tableau 18.1 EÂducation, taux de croissance et PIB/hab., EU-15 Pays

EÂducationa

Taux de croissanceb

PIB/hab.c

Union EuropeÂenne Belgique Danemark Allemagne GreÁce Espagne France Italie Irlande Luxembourg Pays-Bas Autriche Portugal Finlande SueÁde Grande-Bretagne CVd

58 60 79 80 48 34 62 40 52 47 65 73 24 71 76 53 0,295197

1,6 1,4 2,4 1,4 2,6 2,2 1,3 0,7 8,4 3,6 2,8 1 3 3,3 1,1 2,1 0,749092

18 154 20 424 20 899 19 656 11 773 13 971 19 307 19 075 18 106 30 639 18 990 19 501 12 252 16 897 17 631 17 958 0,237273

Pourcentage de la population aÃgeÂe de 25 aÁ 59 ans ayant acheve au moins le deuxieÁme cycle de l'enseignement secondaire, hommes et femmes, 1996. Source : Eurostat. b Taux de croissance annuelle du PIB (prix du marcheÂ). Croissance reÂelle en volume 1996-1997. Source : Eurostat. c PIB au prix du marche aux prix courants et en PPA courantes (en SPA par personne), 1996. Source : Eurostat. d CV = coefficient de variation. Mesure de dispersion correspondant au rapport entre l'eÂcart-type et la moyenne de la seÂrie. a

0,5 0,45 0,4 0,35 0,3 0,25 0,2 0,15 0,1 0,05 0

25-29

30-34

35-39

40-44

45-49

50-54

Figure 18.1 EÂvolution des dispariteÂs par classes d'aÃge

55-59

Âs Quelques faits stylise

361

hypothe Á se, les disparite  s transnationales en termes de capital humain devraient progressivement se re Âduire. La figure 18.1 repre Âsente donc l'e  volution dans le temps de l'indicateur de disparite  utilise  ci-dessus mais calcule  par classes d'a Ãge de 5 ans. 2.1.2

Recherche et DeÂveloppement, innovation Le niveau de capital humain est fre Âquemment approche  par l'ampleur des

activite  s de Recherche et de De Âveloppement. Celles-ci peuvent e Ãtre mesure  es soit par les moyens alloue Âs a Á ces activite  s, en termes financiers ou humains (effectifs en R&D), soit par le nombre de prises de brevets, ce qui est cense  refle  ter la capacite  innovante de la zone conside Âre  e. Le tableau 18.2 contient les donne Âes relatives a Á ces variables pour l'ensemble des pays europe Âens. Sous ces mesures du capital humain, les disparite Âs entre pays europe  ens sont encore plus marque Âes, surtout en ce qui concerne celle relative a Á l'innovation. Certains pays, comme la Gre Áce, ont un niveau d'effectif en R&D plus faible que la moyenne europe Âenne mais, en plus, le rendement de ce secteur paraõÃt particulie Árement faible lorsqu'on conside Áre la prise de brevets comme son output.

Tableau 18.2 R&D et Innovation, EU-15 Pays

R&Da

Innovationb

Union EuropeÂenne Belgique Danemark Allemagne GreÁce Espagne France Italie Irlande Luxembourg Pays-Bas Autriche Portugal Finlande SueÁde Grande-Bretagne CV

nd 53 58 59 20 32 60 32 58 nd 46 34 31 67 78 50 0,34

nd 89,7 115,9 169,4 3,8 11,4 90,6 35,3 44,8 63,1 112,7 nd 1,4 166,0 195,1 77,4 0,72

a Chercheurs par 10 000 uniteÂs de la force de travail, 1996. Source : OCDE. b Demandes de brevets par million d'habitants, 1995. Source : Eurostat.

362

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

Encore une fois, il semble difficile d'e Âtablir une relation syste Âmatique entre activite  s de recherches ou innovations et taux de croissance (

i.e.

corre  lation

statistiquement non significative). Par contre, le lien entre ces variables et le niveau de PIB/habitant est, comme pre Âce  demment, positif et significatif. Ce sont donc les pays les plus riches qui innovent mais les plus pauvres qui enregistrent les taux de croissance les plus e Âleve  s.

2.2 Belgique Ici aussi, la variable retenue correspond au pourcentage de la population a à ge  e de 25 a Á 59 ans ayant de Âpasse  le niveau du cycle secondaire moyen. Le tableau 18.3 reprend ces donne Âes pour les trois re  gions belges. Á premie A Á re vue, les re  gions belges semblent elles aussi pre Âsenter une disparite  relativement importante en termes du niveau d'e Âducation de leur population respective. Les statistiques disponibles offrent e Âgalement une ventilation par tranche d'a Ãge ce qui permet de capturer l'e Âvolution de ces disparite  s re  gionales. Il est inte Âressant de constater que le niveau de disparite  fluctue fortement au cours de la pe Âriode e  tudie  e. Ceci ne permet cependant pas de rendre compte d'un fait remarquable. En effet, me Ãme si a Á premie Á re vue, on pourrait interpre Âter cette e  volution comme le signe d'un processus de convergence, elle cache en fait une inversion dans les richesses relatives des deux re Âgions en termes de capital humain. La Wallonie est en effet caracte Ârise  e par une population plus e Âduque Âe que la Flandre en de  but de pe Âriode mais est rattrape Âe et largement de Âpasse  e par cette dernie Áre au fil des ge Âne  rations. Il y a donc la Á un phe Ânome Á ne qui s'apparente peut e à tre plus a Á une agglome  ration re Âgionale du capital humain qu'a Á un simple processus de rattrapage. Quelles conclusions peut-on tirer de cet examen pre Âliminaire ? En premier lieu, il s'ave Á re que le capital humain, qu'il soit mesure  par le niveau d'e Âducation ou par les activite  s de recherche et d'innovation pre Âsente une distribution spatiale relativement he  te  roge Á ne, et cela, que l'on prenne comme base ge Âographique les pays europe  ens ou les re  gions belges. Cette question semble donc pertinente et

Tableau 18.3 EÂducationa, reÂgions belges, par classes d'aÃge ReÂgions Bruxelles Flandre Wallonie CV

« 25-29 » « 30-34 » « 35-39 » « 40-44 » « 45-49 » « 50-54 » « 55-59 » « 60-64 » 85,7 % 86,9 % 81,8 % 3,16 %

91,7 % 81,6 % 77,0 % 9,01 %

82,7 % 59,2 % 67,3 % 17,12 %

71,9 % 61,1 % 72,7 % 9,42 %

62,5 % 58,9 % 64,0 % 4,18 %

65,2 % 57,4 % 66,9 % 8,00 %

54,3 % 54,7 % 65,3 % 10,68 %

48,6 % 37,5 % 50,3 % 15,29 %

Pourcentage de la population ayant acheve au moins le deuxieÁme cycle de l'enseignement secondaire, hommes et femmes, 1996. Source : Eurostat.

a

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

363

vaut de Á s lors la peine d'e Ãtre e  tudie  e au moins d'un point de vue positif (compre Âhension du phe Ânome Á ne). Le lien entre cet e Âtat de fait et les disparite Âs re  gionales est cependant moins clair. Si l'on note bien une corre Âlation positive entre capital humain et niveau de revenu par habitant, la distribution spatiale du capital humain ne semble pas pouvoir expliquer syste Âmatiquement la distribution spatiale de la croissance. D'un point de vue normatif, on a donc plus de mal a Á re  pondre a Á la question de savoir si les disparite Âs que l'on enregistre au niveau du capital humain devraient e Ãtre corrige  es dans un souci de cohe Âsion e  conomique et sociale. Oui, car elles semblent s'accompagner d'une disparite  de revenu. Non, car elles ne semblent pas exclure un processus de rattrapage des re Âgions riches par les re Âgions pauvres.

3. QUELQUES REÂPONSES DE LA THEÂORIE EÂCONOMIQUE L'objet de cette section est de parcourir certains des de Âveloppements de la the  orie e  conomique qui semblent e Ãtre les mieux a Á me à me d'e  clairer le de Âbat concernant la distribution spatiale du capital humain et ses conse Âquences. Comme il en a e  te  fait mention dans l'introduction, ce sont les the Âories de la croissance endoge Á ne et l'e  conomie ge Âographique qui, de ce point de vue, paraissent e Ãtre les plus utiles. Je me propose donc d'en rappeler les principes fondamentaux et d'illustrer, au travers d'exemples, leurs applications au cas du capital humain.

3.1 TheÂorie de la croissance endogeÁne 3.1.1

Principes fondamentaux La the  orie de la croissance a pour but de de Âcrire et d'expliquer les e Âvolu-

tions e  conomiques de long terme ainsi que les processus de de Âveloppement (voir, par exemple, Barro et Sala-I-Martin, 1995). Sche Âmatiquement, dans ce type de mode Á les, la croissance e Âconomique a deux origines distinctes. Elle provient soit d'une hausse de la productivite  des facteurs de production, soit d'une augmentation du stock disponible de ces facteurs. La premie Áre de ces sources de croissance est souvent associe Âe a Á la mate  rialisation d'un progre Á s technologique. En ce qui concerne la seconde, les facteurs de production les plus fre Âquemment pris en compte sont la force de travail, le capital physique et le capital humain. Le premier de ces facteurs voit son e Âvolution essentiellement de Âpendre de donne  es de  mographiques et culturelles (e Âvolution de la population, mise au travail de certaines cate  gories sociales...). Les deux suivants, par contre, sont cense Âs s'accumuler selon un processus au travers duquel une partie des ressources produites

364

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

aujourd'hui est consacre Âe a Á l'accroissement du stock existant de ces facteurs. Ainsi le capital physique s'accumule-t-il au travers de l'e Âpargne qui correspond simplement a Á la partie de la production courante qui n'est pas consomme Âe. Quant au capital humain, on le repre Âsente souvent comme s'accumulant au travers d'une activite  de formation ou d'e Âducation qui est cou à teuse en temps et/ou en ressources, ce qui n'est en fait qu'une variante du processus d'accumulation du capital physique. Formellement, si l'on note production conside Âre Â, facteur et

t

Y …F †

F

le facteur (ou le vecteur de facteurs) de

le niveau de production re Âalise  e gra à ce au stock

F

de

l'indice correspondant a Á la pe  riode courante, le processus d'accumula-

tion peut s'e  crire de la manie Áre suivante :

Ft‡ ÿ Ft ˆ aY …Ft † 1

ou Á tre Á le parame

a

a<

1

…1†

repre  sente la fraction de la production consacre Âe a Á l'accumula-

tion de facteurs (taux d'e Âpargne, part du temps re Âserve  a Á l'e  ducation...). C'est la

Y …F †

spe  cification de la fonction de production qui de  termine si le mode Ále est dit Á titre d'exemple, supposons la forme de croissance exoge Áne ou endoge Áne. A suivante pour la fonction de production :

Yt ˆ Ft Si

…2†

 < 1, la fonction de production est caracteÂriseÂe par des rendements

de  croissants ce qui a comme conse Âquence, qu'a Á long terme, le processus de croissance s'interrompe de lui-me Ãme. En effet, par l'e Âquation 1, le taux de croissance de

F

(et partant de

Y

), s'e  crit :

…3† …Ft‡ ÿ Ft †=Ft ˆ aFtÿ Le taux de croissance …Ft‡ ÿ Ft †=Ft doit tendre vers 0 au fur et mesure que 1

1

F

1

grandit. Dans ce cas de rendements de Âcroissants, la productivite  des facteurs

de  croõÃt avec l'e  chelle de leur utilisation dans le processus de production. L'accumulation de ces facteurs est donc incapable d'assurer a Á elle seule une croissance soutenue qui ne peut de Ás lors provenir que de l'innovation technologique. En cela, ce processus de croissance est dit exoge Áne. De plus, des e Âconomies diffe Ârentes selon leurs fondamentaux (parame Átre

a

par exemple) auraient ne Âanmoins ten-

dance a Á converger a Á long terme vers le me Ãme niveau de stock de facteur et donc de production, ce qui rend ces mode Áles peu aptes a Á de  crire et a Á expliquer d'e Âventuelles disparite  s re  gionales. Si, par contre

 ˆ 1,

les rendements sont alors constants et le taux de

croissance de long terme ne tend plus vers 0 mais vers

a

. Autrement dit, ce type

de processus assure un niveau de croissance auto-soutenu par la seule accumulation de facteurs. Aucun moteur de croissance exte Ârieur n'est ne Âcessaire et la croissance est alors dite endoge Áne. Par ailleurs, des e Âconomies diffe Ârentes ne

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

365

convergent pas ne Âcessairement vers les me à me situations a Á long terme ce qui rend l'utilisation de ce type de mode Áles inte  ressante pour examiner les questions de disparite  s re  gionales.

3.1.2

DispariteÂs reÂgionales et application au capital humain Comment peut-on expliquer l'e Âmergence de disparite  s re  gionales dans de

tels cadres ? Le premier type d'explication est relativement me Âcanique (voir, par exemple, Lucas, 1988, mode Ále 2). Les e  conomies sont comple Á tement isole Âes les unes des autres (

i.e.

absence de commerce, de flux de facteurs et d'externalite Âs

globales) et les disparite Âs de  coulent simplement de diffe Ârences dans les fondamentaux des re Âgions. Le capital humain apparaõÃtra comme plus abondant la Á ou Á son processus d'accumulation est le plus rapide e Âtant donne  , par exemple, une pre Âfe  rence plus importante pour l'e Âducation ou la formation (parame Átre

a

plus e  leve Â

qu'ailleurs). Les raisons historiques jouent aussi un ro à le important dans un tel Á taux de contexte ou  canismes de convergence et de rattrapage sont exclus. A Á les me croissance identique, la re Âgion partant avec un stock de capital humain plus important conservera son avantage. Ce cadre de base est facilement enrichi en permettant certains liens entre les e  conomies conside Âre  es qui affectent les disparite Âs dans un sens ou dans un autre. Les interde  pendances les plus fre Âquemment formalise Âes sont les suivantes : 1.

Flux de commerce international : l'exploitation des avantages comparatifs respectifs aurait tendance a Á favoriser la convergence des e Âconomies mais la spe  cialisation qui re Âsulte des e  changes peut e Âgalement faire en sorte que certaines concentrent leurs activite Âs dans des secteurs ou Á les perspectives de croissance en ge  ne  ral et d'accumulation de capital humain en particulier (au travers d'un processus d'apprentissage par exemple) sont nettement plus faibles. Des diffe Ârences marginales a Á la base peuvent alors mener a Á des divergences importantes a Á long terme (voir, par exemple, Lucas, 1988, mode Á le 3).

2.

Mobilite  des facteurs : elle est en ge Âne  ral une source de convergence entre e  conomies dans la mesure ou Á e  galiser les revenus de ces Á elle contribue a facteurs.

3.

Externalite  s : elles capturent, par exemple, des effets de diffusion au travers desquels l'accumulation de facteurs re Âalise  e dans une e  conomie be Âne  ficie e  galement aux e Âconomies voisines. Le principe s'applique particulie Árement bien au capital humain dans la mesure ou Á ce dernier est en partie constitue  de connaissances dont la diffusion peut e Ãtre plus ou moins locale. Moins les externalite  s sont locales, plus elles assurent une certaine convergence entre e  conomies.

366 4.

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

Fiscalite  : les e Âconomies peuvent aussi e Ãtre en relation au travers d'institutions communes et en particulier des pouvoirs publics qui assurent des fonctions de redistribution entre ces e Âconomies. Leur ro à le dans la promotion de la convergence e Âconomique est e Âvident. Les disparite Âs re  gionales en termes de capital humain peuvent donc e Ãtre

explique  es par les fondamentaux des e Âconomies conside Âre  es mais aussi par la pre  sence de diffe  rents me  canismes jouant un ro à le dans la distribution interre Âgionale des ressources.

3.1.3

Exemple Certains des e Âle  ments e  voque  s ci-dessus apparaissent dans un mode Ále

de  veloppe  par de la Croix et Monfort (2000). Afin d'illustrer ce qui pre Âce Á de, je me propose donc d'en synthe Âtiser la de  marche et les principaux re Âsultats. A.

Cadre Il s'agit d'un mode Ále a Á ge  ne  rations imbrique  es dans lequel les agents vivent

deux pe  riodes (jeunes et vieux), la premie Áre pendant laquelle ils accumulent capital physique et capital humain, la deuxie Áme pendant laquelle ils consomment Á les fruits de leur e Âpargne. A la fin de leur vie, ils le Águent leur capital humain a Á la ge  ne  ration suivante. Ceci est une hypothe Áse fre  quemment utilise Âe dans ce genre de mode Á le pour rendre compte du fait que l'aptitude a Á accumuler du capital humain est fortement de Âpendante du milieu social et du stock de capital humain des parents. Le capital humain croõÃt au travers d'une activite  d'e  ducation qui, combine  e avec le stock he Ârite  de la ge  ne  ration pre  ce  dente, forme le stock courant. Nous conside Ârons deux re Âgions entre lesquelles le capital physique est mobile tandis que le travail est immobile. Ces deux re Âgions ne diffe Árent que par le niveau de capital humain de de Âpart, l'une (re Âgion R, mne  monique pour riche) e  tant plus nantie que l'autre (re Âgion P, mne  monique pour pauvre). Il existe ne  anmoins un effet de report par lequel le capital humain accumule  dans une re  gion be  ne  ficie e  galement a Á l'autre re Âgion. Ceci exprime le fait que le capital humain s'acquiert aussi au travers de contacts, d'expe Âriences partage  es, de transmission d'ide  es ou de techniques, ensemble de canaux par lesquels le stock de connaissance accumule  e dans une re  gion se diffuse en partie vers d'autres zones ge  ographiquement distinctes. L'ampleur de cet effet de report est suppose Âe de  pendre ne Âgativement de la distance, physique, technique et/ou institutionnelle, qui se  pare les deux re Âgions conside  re  es. Formellement, le processus d'accumulation du capital humain s'e  crit :

hi;t‡ ˆ ei;t ‰hi;t ‡  hj;t Š ÿ  1

1

ou Á

hi;t

0

< ;  < 1

repre  sente le stock de capital humain de la re Âgion

i

…4†

t

(R ou P) a Á la pe  riode ,

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

ei;t

le niveau d'e  ducation et

367

 est le parameÁtre exprimant l'ampleur de l'effet de

report. S'il est e Âgal a Á 0, ce dernier est inexistant, s'il est e Âgal a Á 1, le capital humain se diffuse comple Átement entre re  gions. Nous prenons en conside Âration trois syste Ámes diffe  rents quant au mode de financement de l'e  ducation. Le premier est le syste Áme re  gional sous lequel une autorite  locale (gouvernement re Âgional) finance l'e Âducation de sa re Âgion au moyen de taxes pre Âleve  es sur sa juridiction. Le deuxie Áme est le syste Á me dit fe Âde  ral ou  commune aux deux re Âgions (gouvernement fe Âde  ral) pre  le Á ve des Á une autorite taxes dans les deux re Âgions et partage ces ressources entre elles. Ce syste Áme, parce qu'il implique une redistribution des ressources (recettes fiscales) de la re Âgion la plus riche vers la plus pauvre, contient une autre forme d'effet de report que ceux de  crivant la diffusion du capital humain d'une re Âgion a Á l'autre. Pour distinguer ces deux types d'effets, la litte Ârature appelle les premiers « externalite Âs technologiques » et les deuxie Ámes « externalite  s fiscales ». Enfin, le syste Á me de marche  dans lequel les agents empruntent aupre Ás du secteur prive  (banques) pour financer leur e  ducation. Ces trois re Âgimes sont compare  s quant a Á leur performance en termes de  tant taux de croissance a Á long terme et de convergence (divergence) re Âgionale. E donne  que ce chapitre se concentre sur la distribution ge Âographique de capital humain, je me bornerai a Á l'examen du second crite Áre de comparaison. B.

ReÂsultats Les spe Âcifications de Âcrites ci-dessus, et en particulier celles concernant

l'accumulation du capital humain, ont des conse Âquences importantes sur les proprie  te  s ge  ne  rales du mode Á le. La pre  sence de l'effet de report technologique introduit une force de convergence telle que, sous l'ensemble des re Âgimes conside  re  s, les deux re  gions convergent, les diffe Ârences initiales en termes de capital humain s'estompant dans le long terme. L'e Âquilibre de long terme est alors caracte  rise  par le fait que les deux re Âgions atteignent des niveaux de capital humain, de capital physique et de production similaires. Elles croissent e Âgalement a Á un taux identique et constant. Nous nous situons donc bien dans le contexte d'un  tant donne mode Á le de croissance endoge Áne. E  ce re  sultat de convergence, les diffe  rents re  gimes seront compare Âs sur base de la vitesse du processus au travers duquel la re  gion la plus pauvre rejoint la plus riche. La comparaison des re Âgimes est synthe Âtise  e par la figure 18.2 qui repre Â-



sente l'e  volution de la vitesse de convergence ( ) en fonction de

.

Logiquement, pour chacun des re Âgimes, la vitesse de convergence entre re  gions augmente avec l'ampleur de l'effet de report technologique. Plus les re  gions sont « distantes », c'est-a Á-dire moins leurs stocks respectifs de capital humain peuvent interagir, moins elles convergent. De plus, les re Âgimes pre  sentent des diffe Ârences du point de vue de leur capacite  a Á ge  ne  rer un processus de convergence rapide. Ainsi, le syste Áme fe  de  ral assure la convergence la plus

368

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

␭

1

0

␨

1 Régional

Marché

Fédéral

Figure 18.2 Vitesse de convergence pour les diffeÂrents reÂgimes rapide, suivi du syste Áme de marche  . Le syste Á me re  gional est celui sous lequel le processus de convergence est le plus lent. Intuitivement, le syste Áme fe  de  ral contient les deux types d'effet de report mentionne Âs plus haut. Si le syste Áme de marche  ne contient pas, a Á proprement parle Â, de report de type fiscal, il permet ne  anmoins aux agents de la re Âgion pauvre d'acce  der a Á un marche  des capitaux globaux et, partant, aux ressources de la re Âgion riche. Le syste Á me re Âgional, quant a Á lui, ne contient ni externalite  fiscale, ni possibilite  d'acce Ás a Á un marche  financier global. Ces diffe Ârences sont a Á la base du classement de Âcrit ci-dessus en termes de vitesse de convergence. Deux types de conclusions sont a Á retirer de cet exercice quant a Á la question des disparite  s re  gionales en termes de capital humain. En premier lieu, le syste Áme de financement du capital humain s'ave Áre jouer un ro à le fondamental dans l'ampleur et la dure Âe de ces disparite  s. Derrie Á re ces diffe  rences de fonctionnement et de performances, il faut bien su Âs respectives des diffe Ârents à r voir les capacite re  gimes de laisser s'exprimer les effets de report qui favorisent la convergence re  gionale. Deuxie Á mement, tout processus qui permet de re Âduire les distances entre re  gions et de ge  ne  rer une plus large diffusion du capital humain agit comme un acce  le  rateur de convergence. On peut bien entendu penser a Á toutes les innovations technologiques relatives a Á l'information mais aussi aux institutions qui entretiennent et de Âveloppent des contacts entre re Âgions propres a Á favoriser l'e  change et l'interaction en termes de capital humain.

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

369

3.2 EÂconomie geÂographique 3.2.1

Principes fondamentaux L'e  conomie ge Âographique a pour but d'e Âtudier les de  terminants de la

localisation des activite Âs e  conomiques (voir, par exemple, Fujita et Thisse, 1996). En particulier, ce champ de la science e Âconomique s'interroge sur les raisons qui poussent les (ou certaines) activite Âs a Á s'agglome  rer dans des zones ge  ographiques pre Âcises, villes et/ou re Âgions, au lieu de se disperser de manie Áre homoge Á ne dans l'espace. Ou encore, sur celles qui me Ánent a Á un de  veloppement e  quilibre  ou non des localisations (re Âgions) qui composent l'espace de re Âfe  rence. La litte  rature relative a Á ce domaine met ainsi en e Âvidence l'existence de forces centripe Á tes et de forces centrifuges. Les forces centripe Átes sont celles qui Á titre ont tendance a Á concentrer les activite Âs en certains points de l'espace. A d'exemple, on cite souvent la possibilite  d'e  conomies d'e  chelle dans les processus de production qui rendent attrayant l'acce Ás a Á un grand marche  (en termes du nombre potentiel de clients), les avantages d'un grand marche  des facteurs, plus varie  et large ou encore la pre Âsence d'externalite  s par lesquelles l'efficacite  du processus de production augmente au travers des contacts que les agents peuvent avoir entre eux, ce qui rend leur proximite  souhaitable (c'est e Âgalement l'ide  e que l'on retrouve derrie Áre les effets de report technologique cite Âs dans la section pre  ce  dente). Les forces centrifuges quant a Á elles tendent a Á disperser les activite Âs dans l'espace. On y trouve, par exemple, la concurrence accrue sur les grands marche  s (que ce soit sur le marche  des biens ou des facteurs) ou les effets de congestion (qualite  du milieu de vie, facilite  de mobilite  ...). Ces diffe Ârentes forces interagissent et de Âterminent l'e Âquilibre spatial, a Á savoir une distribution ge Âographique stable des activite Âs e  conomiques. Martin (1999) propose une description tre Ás synthe  tique des principes fondamentaux lie Âs a Á ce me  canisme. Conside  rons a Á nouveau un monde constitue  de deux re Âgions (Nord, N et Sud, S). Soit

A

, un indice d'agglome Âration et

R

, un indice de disparite Â

re  gionale des revenus entre ces deux re Âgions. Tenant compte des forces centripe Á tes et centrifuges de Âcrites plus haut, on peut imaginer les relations suivantes :

ou Á

A

est une fonction positive de

A ˆ A…R† R AA (

…5†

dans la figure suivante), exprimant les

forces centripe Á tes au travers desquels les activite Âs e  conomiques ont tendance a Á se localiser sur le plus grand marche Â. L'agglome  ration de Ás lors croõÃt avec les ine Âgalite  s de revenus.

ou Á

R

est une fonction ne Âgative de

R ˆ R…A† A…RR†

…6†

, ce qui cette fois exprime les forces

370

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

centrifuges. Par exemple, le degre  de concurrence peut augmenter avec l'indice d'agglome  ration ce qui a tendance a Á re  duire les profits des firmes installe Âes dans la re  gion la plus peuple  e et donc a Á re  duire les disparite  s de revenu. L'e  quilibre spatial est alors caracte Ârise  par une distribution des activite Âs

3 3 Âs de revenus qu'elle ge Âne Á re (R ), ou en d'autres (A ) compatible avec les disparite termes, une distribution telle que les forces centrifuges soient exactement

compense  es par les forces centripe Átes. Notons qu'il est aise  d'introduire dans ce cadre des aspects de croissance. Un certain nombre de contribution font ainsi l'hypothe Á se d'un lien positif entre croissance et agglome Âration (par exemple si les activite  s de R&D sont caracte  rise  es par la pre  sence d'externalite  s technologiques locales). On rajoute alors une troisie Áme relation liant le taux de croissance,

g A , et

.

Un re  sultat central de l'e  conomie ge Âographique est de mettre en e Âvidence la possibilite  d'un lien positif entre agglome Âration et processus d'inte Âgration lorsque celui-ci prend la forme d'une baisse des cou Âs au commerce à ts de transaction lie interre  gional des biens et services. La logique en est relativement simple. Imaginons une situation ou Á une re Âgion plus riche en consommateurs et Á N correspond a en firmes que S. La baisse des cou à ts de transaction (cou à ts de transports et/ou cou à ts administratifs) fait en sorte que le petit marche  de S n'est plus vraiment une

Disparité de revenus

RR

AA

R*

A*

Agglomération

GG Taux de croissance

Figure 18.3 AgglomeÂration, dispariteÂs de revenus et croissance

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

371

Disparité de revenus

RR AA AA ′

Agglomération

GG Taux de croissance

Figure 18.4 Effets d'une baisse des couÃts de transactions localisation abrite  e de la concurrence dans la mesure ou Á il devient possible pour les firmes installe Âes en N de vendre sur ce marche  . De plus, la de  localisation des firmes de S en N est facilite  e par le fait que, tout en be Âne  ficiant des aspects positifs du grand marche  de N, les firmes e Âmigrantes peuvent continuer a Á servir le petit marche  a Á un cou Âsentaà t de transaction supportable. Du point de vue de notre repre tion graphique, un tel processus d'inte Âgration serait repre Âsente  par un de Âplacement vers la droite de la courbe

R…A†

puisque, pour un me Ãme niveau de concen-

tration des activite Âs, la baisse des cou Âgions plus à ts de transactions rend les re semblables, par exemple en diminuant le diffe Ârentiel de concurrence et donc de profits entre les deux localisations.

3.2.2

Application au capital humain Encore une fois, le lien entre les disparite Âs re  gionales en termes de capital

humain et ce qui pre Âce Á de peut e à tre imme  diat et me  canique. Le capital humain peut par exemple e Ãtre conside  re  comme un facteur associe  aux industries susceptibles de s'agglome  rer. S'il est mobile, la concentration re Âgionale des ces industries s'accompagnera e Âgalement d'une concentration en termes de capital humain. Ou encore, les industries qui s'agglome Árent utilisent la R&D comme input et leur

372

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

concentration sur une localisation particulie Áre y entraõÃne la croissance du secteur R&D. Si ce secteur est lui-me Ãme utilisateur de capital humain et que celui-ci est mobile, il aura tendance a Á se localiser la Á ou Á le secteur R&D est le plus actif. On peut aussi imaginer des liens plus subtils entre localisation industrielle et capital humain. Les de Âcisions concernant son accumulation (e Âducation et/ou formation) pourraient e Ãtre lie  es a Á la pre  sence sur le marche  local de firmes utilisant ce facteur. De me Ãme, la de  cision de localiser ces firmes sur un marche  particulier pourrait e Ãtre en partie de Âtermine  e par la quantite  de capital humain qui y est disponible. Accumulation et localisation sont alors en interaction ce qui peut e à tre a Á la base d'un processus de causalite  circulaire au travers duquel le capital humain se concentre sur un nombre restreint de localisations.

3.2.3

Exemple Le mode Á le propose  par Ottaviano et Monfort (2000) se pre Ãte bien pour

illustrer les principes juste e Âvoque  s. Comme pour la section pre Âce  dente, j'en pre  sente les grandes lignes et les re Âsultats les plus pertinents pour la question qui nous occupe. A.

Cadre Nous conside  rons deux re  gions (N et S). Le seul facteur de production est le

travail et celui-ci n'est pas mobile entre les re Âgions. Les marche  s du travail sont donc locaux. Sur chacun de ces marche Âs, les travailleurs sont soit qualifie Âs, soit non qualifie  s. Chaque travailleur naõÃt comme non qualifie  mais il peut acque  rir une qualification au travers d'un processus de formation cou à teux. Par ailleurs, il existe deux secteurs. Le secteur dit traditionnel est en concurrence parfaite et n'emploie que de la main-d'úuvre non qualifie Âe. Le secteur moderne quant a Á lui est caracte  rise  par un cadre de concurrence imparfaite et utilise de la maind'úuvre qualifie  e. Le marche  du travail qualifie  est imparfait. En particulier, le processus d'assortiment (matching) est tel qu'au salaire d'e Âquilibre la probabilite  pour une firme de trouver le nombre requis de travailleurs qualifie Âs (que nous notons ainsi que la probabilite  pour un travailleur qualifie  de trouver un poste (note Âe

) )

sont toutes deux infe Ârieures a Á 1. Formellement, la fonction de matching s'e Âcrit :

ou Á

M

M ˆ BF  T ;

est le nombre de rencontres positives,

poste de travail qualifie Â,

B

…7†

 et  < 1

i.e. T

ayant ge  ne  re  l'attribution d'un

un parame Á tre exprimant l'efficacite  de ce marche Â,

le nombre firmes pre Âsentes sur ce marche  et

F

est

est le nombre de travailleurs

qualifie  s. Par construction, la probabilite  pour une firme de trouver un travailleur

 ponses de la the  orie e  conomique Quelques re

373

qualifie  est :

 ˆ M =F ˆ BF ÿ

1

T

…8†

tandis que la probabilite  pour un travailleur qualifie  de trouver un poste est :

 ˆ M =S ˆ BF  T  ÿ 1

…9†

Le processus de formation e Âtant cou à teux, les agents n'acquerront une qualification que si la probabilite  de trouver un emploi comme qualifie  est suffisamment e  leve  e. De me à me, si l'on fait l'hypothe Áse que le processus de recherche de travailleurs par les firmes est cou à teux lui aussi (annonces, interviews...), les firmes ne se de Âlocaliseront vers un marche  particulier que si les probabilite Âs de succe Á s dans l'embauche de travailleurs qualifie Âs sont suffisamment plus e Âleve  es que sur l'autre marche Â. Enfin, en ce qui concerne le marche  des biens, les firmes exportent une partie de leur production. Ce commerce interre Âgional est cependant assorti d'un cou Âsentant des cou à t de transaction repre à ts de transports et/ou des cou à ts administratifs qui affectent l'ampleur des e Âchanges entre les deux re Âgions et donc le degre  de concurrence sur chacun des marche Âs. B.

ReÂsultats  tant donne E  la structure de Âcrite ci-dessus, le mode Ále de  tient les ingre  dients

suivants en termes d'e Âconomie ge Âographique. Sur un marche  particulier, le profit des firmes du secteur moderne est ne Âgativement relie  au nombre de concurrents. De ce fait, la concurrence agit comme une force centrifuge qui poussera les firmes a Á quitter le marche  contenant le plus de firmes. Les forces centripe Átes agissent au travers du marche  des travailleurs qualifie Âs. Comme nous allons le montrer en expliquant la formation de l'e Âquilibre spatial, la pre Âsence de ces forces centripe Átes pre Âsuppose que la fonction de matching soit caracte Ârise  e par des rendements d'e  chelle croissants (ce en quoi nous retrouvons le re Âsultat ge  ne  ral que l'absence de rendement d'e Âchelle empe à che de concevoir l'e Âmergence de disparite  s re  gionales). Afin d'expliquer le fonctionnement du mode Ále, supposons une situation de de  part ou  parties de manie Á re homoge Á ne entre les re  gions N et S. Á les firmes sont re Les taux de profit de me Ãme que les probabilite  s de succe Á s sur les marche  s du travail sont de Ás lors identiques et aucune firme n'a de raison de se de Âlocaliser d'un marche  a Á l'autre. Cette situation constitue donc toujours un e Âquilibre spatial. Celui-ci peut ne Âanmoins s'ave  rer instable. Imaginons qu'un faible pourcentage des firmes de S se de  place en N. De ce fait, la probabilite  pour les travailleurs de trouver un emploi comme qualifie  augmente (voir l'e Âquation 9) et un plus grand nombre d'entre eux se forment. L'effet sur la probabilite  pour les firmes de

374

 terminants de la distribution spatiale du capital humain Quelques de

trouver un travailleur qualifie  est double (voir e Âquation 8). D'une part, si le nombre de firmes pre Âsentes en N augmente,



diminue, les firmes se faisant

concurrence sur le marche  des qualifie  s. D'autre part, leur arrive Âe sur ce marche  provoque une hausse du nombre de travailleurs qualifie Âs ce qui a pour conse Âquence d'accroõÃtre

.

On peut montrer que l'effet positif l'emporte sur l'effet

ne Âgatif a Á condition que les rendements d'e Âchelle caracte Ârisant la fonction de matching soient croissants (

 ‡  > 1†:

Si les rendements sur la fonction de matching sont croissants, la probabilite  de succe Á s sur le marche  du travail croõÃt donc avec le nombre de firmes. Il s'agit bien la Á d'une force centripe Áte dans la mesure ou  Á , sous ces conditions, un grand marche (du travail qualifie  en l'occurrence) exerce un pouvoir attractif. Celle-ci doit maintenant e à tre mise en balance avec la force centrifuge lie Âe a Á l'effet de concurrence sur le marche  des biens mentionne  ci-dessus. Si ce dernier l'emporte, l'e  quilibre spatial sera caracte Ârise  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  e un grand marche  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  de trouver en

emploi comme qualifie  est donc nulle et aucun travailleur n'acquiert de formation. Encore une fois, les cou à ts de transactions en termes de commerce entre les deux re Âgions jouent un ro à le fondamental dans cette balance entre forces centripe Á tes et centrifuges. En cas de cou Âleve  s, les de  savantages d'un à ts de transactions e petit marche  sont e  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  de concurrence entre un à ts de transactions sont faibles, le degre grand et un petit marche  n'est pas tre Ás diffe  rent et les forces centrifuges l'emportent sur les forces centripe Átes. En conclusion, ce type de mode Ále met en e  vidence la possibilite  de voir le capital humain se concentrer sur certaines localisations au travers d'un processus d'agglome  ration qui peut e Ãtre complexe. Le niveau d'inte Âgration des e Âconomies conside  re  es est une variable importante dans ce processus. Son ro à le est synthe  tise  par la figure suivante qui de Âcrit l'e  volution de la distribution spatiale du capital humain (

TN =TN ‡ TS



) en fonction de degre  d'inte  gration ( ). Pour des niveaux

infe  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  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  es ici, la re  partition du capital humain semble relativement he Âte  roge Á ne. Ceci est vrai au niveau des pays europe  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  tablir, ils apparaissent plus significatifs avec l'emploi et le niveau de vie. Ceci et plusieurs autres indices sugge Árent donc la possibilite  de voir les disparite  s re  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  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  conomie ge  ographique. Leurs principes fondamentaux ont donc e Âte  rappele  s ainsi que la manie Á re dont ils s'appliquent a Á la proble  matique du capital humain. Ceci a enfin e  te  illustre  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 à le fondamental joue  par le processus d'inte Âgration dans la re  partition re Âgionale des activite Âs e  conomiques et du capital humain. Celui-ci peut cependant e Ãtre de nature tre Ás diffe  rente selon que ce processus prend une forme ou une autre. En

376

 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  gions et permettrait a Á des externalite  s a priori locales de devenir plus globales favoriserait les me  canismes de convergence re  gionale. Dans l'exemple pre  sente  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  s de biens et services aurait la tendance inverse d'exacerber les forces d'agglome Âration et donc de favoriser la divergence des re  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 à ts de transaction lie inte  gration que l'on peut conside Ârer comme appartenant a Á la deuxie Á me cate  gorie ge  ne  ratrice de divergences re Âgionales. Au niveau belge par contre, on peut s'in tat fe terroger sur les effets de la perte de substance de l'E  de  ral qui peut jouer un ro à 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  s belges se sont accrues, non en termes de commerce interre Âgional bien su Âcanisà 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  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 à tre d'autant plus attentive a Á l'e  volution de sa situation et a Á ses choix en termes de strate Âgies de de  veloppement. Pour pallier au re Âtre  tat fe cissement du canal de contacts que repre Âsente un E  de  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, Universite catholique de Louvain et Universite catholique de Lille Fatemeh SHADMAN-MEHTA

IRES, Universite catholique de Louvain

380

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

REÂSUME 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 eÂte amplifieÂes par la faiblesse de l'investissement en capital physique et en capital humain.

1. INTRODUCTION La majorite  des pays et re Âgions de l'Union europe  enne ont subi durant les anne  es 1970-80 une forte augmentation du cho à mage. Les taux de cho à mage sont depuis reste Âs a Á des niveaux anormalement e Âleve  s, en particulier pour les jeunes et les moins qualifie Âs. Cette e  volution fut accompagne Âe de 1975 a Á 1985 d'une conside  rable de  te  rioration de la relation entre taux de cho à 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 à mage sont de plus en plus e Âleve  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 à mage y connaõÃt au contraire une acuite  particulie Á re. La Wallonie fait partie de ces quelques re  gions dont la situation relative n'a cesse  de se de  grader, alors que d'une fac Ë on ge  ne  rale les disparite Âs re  gionales au sein de l'Union europe Âenne semblent avoir peu augmente  au cours des vingt dernie Á res anne  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  conomique de la seconde moitie  des anne  es 80 s'accompagne en Flandre d'une nette re  duction du taux de cho à mage et d'une ame Âlioration de la relation cho à mageemplois vacants (la baisse continue du cho à mage n'engendre pas une hausse continue des tensions sur le marche  du travail ; figure 19.1). De semblables contrastes se retrouvent a Á l'inte  rieur de la Wallonie, par exemple entre l'arrondissement de Charleroi et celui d'Arlon. Les re Âflexions pre  sente  es ici s'inscrivent dans le prolongement des travaux 244

ante  rieurs

et veulent contribuer a Á une meilleure compre Âhension des phe  nome Á-

nes en cause, en particulier une meilleure compre Âhension des facteurs susceptibles d'avoir provoque  la de  te  rioration observe  e de la relation cho à 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  volutions a Á long terme. Le cadre the Âorique le plus approprie  dans ce contexte est celui des mode Á les de taux de cho à mage d'e  quilibre (NAIRU). Vu l'importance du cho à 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 à mage d'e  quilibre. Apre Á s avoir re  sume  les e  le  ments me  thodologiques utilise Âs

245

(section 2), on utilisera ce cadre d'analyse pour proposer une interpe Âtation

des e  volutions observe  es (section 3). 245

Le cadre the  orique est explicite  dans Sneessens-Shadman (2000).

382

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

2. EÂLEÂMENTS MEÂTHODOLOGIQUES L'existence de disparite  s peut refle Âter une segmentation plus ou moins forte du marche  du travail. Nous conside Árerons un marche  du travail entie Árement cloisonne Â, a Á la fois dans la dimension ge Âographique et dans la dimension des qualifications. La faible mobilite  de la main-d'úuvre entre bassins d'emploi est un fait bien documente  , caracte  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  des taux de cho à mage des plus et moins qualifie  s peut e à tre interpre  te  e soit en termes de segmentation et cloisonnement du marche  du travail, soit en termes d'effet d'e Âviction et de de  qualifications en cascade (Dejemeppe

et al.

, 2000). Dans le premier

cas, l'importance relative du cho à mage des moins qualifie Âs sera typiquement interpre  te  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  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  e anormalement faible apre Ás 1974. On privile  giera ici l'hypothe Á se d'une faible mobilite  entre segments de qualifications diffe Ârentes.  tudier la relation entre taux d'emplois vacants et taux de cho E à mage implique qu'on prenne en compte l'existence de frictions sur le marche  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  quilibre stationnaire une relation entre stocks d'emploi et de cho à mage (Pissarides, 1990). La seconde approche conside Áre directement la relation entre stocks a Á l'e  quilibre stationnaire lorsque la re Âpartition des offres et demandes de travail entre « micromarche  s » est ale  atoire ; la courbe de Beveridge est obtenue par agre Âgation explicite des stocks d'emploi observe Âs au niveau des diffe  rents « micro-marche  s » et de  termine  s par le minimum de l'offre et de la demande. Puisque notre analyse est centre  e sur les de Âterminants en longue pe Âriode de l'e  volution des stocks d'emploi et de cho à mage pluto à t que sur les flux, nous adopterons cette deuxie Áme approche. Notre objectif e Âtant de ve Ârifier si la de  te  rioration de la relation cho à mage-emplois vacants observe  e au niveau macroe Âconomique peut s'expliquer par un accroissement des disparite  s ge  ographiques et des disparite Âs entre niveaux de qualification pluto à t que par un accroissement ge Âne  ralise  des frictions, le point de de Âpart sera la relation cho à mage-emplois vacants caracte Ârisant chacun des segments du marche  du travail et de Âterminant pour chacun d'eux un taux de cho à mage frictionnel constant, approximativement e Âgal aux taux de cho à mage les plus bas observe Âs au de  but des anne Âes 1970. La courbe de Beveridge observe Âe au niveau macroe  conomique est obtenue en calculant la somme ponde  re  e des courbes de

 le  ments me  thodologiques E

Beveridge initiales

246

383

. On peut sous ces hypothe Áses de  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  s ge  ographiques (de  signe  sous le vocable «

Dans notre mode Ále comme dans tous les mode Áles de taux de cho à mage d'e  quilibre, la description du processus de formation des salaires est un e Âle Âment-cle  de l'analyse des causes du cho à mage. L'e  volution des salaires re Âels, tant des moins qualifie  s que des plus qualifie Âs, est certainement fonction de facteurs tels que pouvoir de ne Âgociation, indemnite  s de cho à mage ou salaire minimum,

. .. L'eÂleÂment pour nous le plus important est ailleurs. L'analyse traditionnelle

etc

est ici complique  e par le jeu des interactions entre bassins d'emploi et niveaux de

qualifications. Dans le contexte qui est le no à tre, deux aspects vont jouer un ro à le particulie Árement important : le niveau auquel sont organise Âes les ne  gociations salariales (degre  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  alite Â: 1.

les salaires sont de Âtermine  s par ne  gociation centralise Âe au niveau macroe  conomique ;

2.

les salaires des moins qualifie Âs s'ajustent aux variations des salaires des plus qualifie  s de fac Ë on a Á stabiliser leur valeur relative. Ces deux hypothe Á ses pre  sentent l'avantage de simplifier conside Ârablement

le de  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  n'excluent bien su  d'adaptations aux situations locaà r pas la possibilite les, mais celles-ci semblent a priori jouer un ro à 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  sur celui des plus qualifie Âs, et que le salaire re  el de ces derniers est indexe  sur leur productivite Â, avec correction e  ventuelle pour l'effet de tensions sur ce segment du marche  du travail. Le taux de cho à mage d'e  quilibre d'une zone ge Âographique donne  e refle Á te ces comportements. Il peut e Ãtre affecte  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 à mage d'e  quilibre, les courbes de Beveridge locales et macroe Âconomique coõÈncident. Des disparite  s accrues de taux de cho à mage entre zones ge Âographiques 246

La proce  dure utilise  e suit Layard

Beveridge initiale.

et al.

(1991, p. 326), avec une spe  cification diffe  rente de la courbe de

384

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

et/ou niveaux de qualification de Âplacent la courbe de Beveridge agre Âge  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 à mage et du taux d'emplois vacants qu'on observerait au niveau macroe Âconomique, me à me s'il y avait e Âgalite  en termes globaux entre offre et demande de

SURE

travail. L'e  volution de ce « taux de cho à mage structurel a Á l'e  galite »(

) a donc

trois composantes : une composante purement frictionnelle (constante par hypothe Á se), une composante ge Âographique (mesure  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  es comme suit : 1.

une re  duction globale de la demande de travail ou une augmentation du cou Âe supe  rieure a Á sa productivite  moyenne à t de la main-d'úuvre qualifie diminue dans les me Ãmes proportions l'emploi des travailleurs plus et moins qualifie  s, et provoque une hausse ge Âne  ralise  e des taux de cho à mage dans tous les bassins d'emploi ;

2.

un progre Ás technique biaise  ou un accroissement des exigences salariales tels que le cou Âs augmentant plus vite à t relatif des travailleurs moins qualifie que leur productivite  relative provoque dans toutes les bassins d'emploi une re  duction de l'emploi des deux types de main-d'úuvre ; l'effet sur l'emploi des moins qualifie  s est ne  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 à 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  ralise  de l'emploi, ainsi qu'une re Âduction du taux de cho à mage agre Âge  via sa composante moins qualifie Âe (

1SMM < 0).

Les chocs effectivement observe Âs peuvent bien su à 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  rencie  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  de  pend crucialement du mode de de  termination des salaires. Un progre Ás technique biaise  peut augmenter le taux de cho à mage des moins qualifie Âs

et

celui des plus qualifie Âs. Mais on peut aussi avoir

une situation ou à mage ou encore une augmention Á il n'existe aucun effet sur le cho du cho à mage des moins qualifie Âs avec une re  duction de celui des plus qualifie Âs.

Analyse empirique

385

3. ANALYSE EMPIRIQUE En nous basant sur les e Âle  ments me  thodologiques pre  ce  dents, notre objectif est d'interpre  ter l'e  volution observe  e des taux de cho à mage par bassin d'emploi et niveau de qualification, et sur cette base proposer une interpre Âtation de la diffe Ârence observe  e entre Flandre et Wallonie. La pe Âriode conside  re  e va de 1963 a Á 1992. Les « bassins d'emploi » sont de Âfinis par le ou les arrondissements couverts par les diffe  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  e sur le niveau de scolarite  ; la cate  gorie des moins qualifie Âs regroupe les travailleurs ayant au mieux un diplo à me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. La construction des variables utilise Âes et les sources statistiques utilise Âes sont pre  cise  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 observe et taux de choÃmage structurel (en % de la population assureÂe contre le choÃmage), Wallonie et Flandre, 1963-1992

386

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

La figure 19.2 compare l'e Âvolution du taux de cho à mage moyen observe  en Wallonie et en Flandre a Á la valeur calcule Âe du « taux de cho à mage structurel a Á l'e  galite » (

c

SURE

). Cette figure sugge Áre les commentaires suivants :

de 1963 a Á 1970, Wallonie et Flandre ont des taux de cho à mage observe Âs et structurels assez semblables, le  ge Á rement supe  rieur en Wallonie

SUREw ˆ

(

1,67 %,

SUREf ˆ

1,05 %) ; l'e Âcart entre taux de cho à mage

observe  et taux structurel est quasi identique : environ 2 points de pourcentage ;

c

de 1971 a Á 1983-84, taux de cho à mage observe  s et structurels augmentent de fac Ë on continue dans les deux re Âgions ; la hausse est sensiblement la me à me des deux co à te  s de la frontie Á re linguistique, un peu plus e Âleve  e en

1u  16,65 points, 1SURE  6,65 points ; la figure 19.2

Wallonie :

sugge Á re e  galement que, hors effet conjoncturel transitoire, la hausse du

taux de cho à mage moyen est due pour moitie  au de  placement de la courbe de Beveridge agre Âge Âe (

c

1SURE) ;

de 1984 a Á 1992, les e  volutions deviennent totalement diffe  rentes :

1SUREf ˆ ÿ2,9 points), persistance et meÃme le  ge Á re aggravation du cho à mage en Wallonie (1SUREw ˆ ‡2,4 points). L'estimation des indicateurs RMM et SMM reproduite a Á la figure 19.3 permet de pre  ciser les causes des variations du taux de cho à mage structurel de  crites a Á la figure 19.2. L'indicateur SMM est obtenu par interpolation a Á partir des donne  es de  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  quation entre qualifications offertes et demande  es ; la hausse est toutefois bien plus forte en Wallonie

SMM

(

c

1991

ˆ 5,5 % en Wallonie, 2,7 % en Flandre) ;

les disparite  s entre bassins d'emploi, tre Ás faibles durant les anne  es 60, augmentent de fac Ë on significative de 1970 a Á 1983, et le  ge Á rement plus en Flandre qu'en Wallonie (

RMM

1984

ˆ 3,3 % en Wallonie, 4,4 % en Flan-

dre) ; apre Á s 1983, ces disparite  s s'amenuisent conside  rablement en Flandre (la valeur de

RMM

en 1992 est infe  rieure a Á celle de 1975), mais continuent

d'augmenter en Wallonie jusqu'en 1987 (

RMM

1987

ˆ 5,3 % en Wallonie).

En re  sume  , la crise des anne Âes 73-83 affecte toutes les bassins d'emploi, mais d'ine  gale fac Ë on ; elle touche aussi plus fortement les travailleurs les moins qualifie  s. La reprise de la seconde moitie  des anne  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  ographiques, alors que disparite Âs ge  ographiques et entre qualifications continuent d'augmenter en Wallonie. Le type d'e Âvolution retrace  par les indicateurs

RMM SMM et

correspond aux e Âvolutions observe  es, telles qu'elles

apparaissaient dans la figure 19.1.

 sindustrialisation et ajustement re  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  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  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  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

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

conjuguent pour provoquer une hausse forte et durable des disparite Âs ge  ographiques et des disparite  s entre qualifications. En Flandre, une fois passe  l'effet des chocs pe Âtroliers et des politiques de de Âsinflation qui semblent avoir affecte  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  e, de l'ordre de 2 a Á 3 %. Ce sce  nario met en avant le ro à le de la structure industrielle initiale et souligne combien les aspects macroe Âconomiques, sectoriels et ge Âographiques sont interde  pendants. Les aspects dynamiques des processus d'ajustement re Âgional suite a Á des chocs asyme Âtriques restent a Á analyser. Me à me si le choc de la de  sindustrialisation a frappe  plus fortement et plus spe Âcifiquement certaines re  gions de Wallonie, et me Ãme si un tel choc a par nature des effets durables, les raisons pour lesquelles il a provoque  des proble Ámes structurels croissants

RMM SMM

(

et

continuent d'augmenter jusqu'en 1992) et un enlisement dans

le cho à mage restent peu comprises. On se bornera ici a Á mentionner quelques e  le  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 à 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  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  es 80-90 ont e Âte  marque  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 à mage et la proportion de travailleurs qualifie Âs dans la population active observe  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 à mage est le Á le taux de cho plus e  leve  , que la proportion de qualifie  s est la plus faible. Il faut souligner que l'e  volution de la proportion de qualifie Âs est probablement elle-me à me fonction du cho à mage : le Luxembourg comme les Flandres ame Âliorent leur position, alors que celle du Hainaut et de Lie Áge se de  te  riore. En d'autres termes, l'e Âvolution des stocks de capital physique et humain semble avoir contribue  a Á accroõÃtre les disparite  s pluto à t qu'a Á les re  duire. 3.

La mobilite  de la main-d'úuvre permet d'atte Ânuer les diffe  rences de taux de cho à mage entre re Âgions. Ce me Âcanisme d'ajustement apparaõÃt important  tats-Unis, beaucoup moins en Europe. La figure 19.5, panneau en aux E haut, fait ne  anmoins apparaõÃtre a Á l'e  chelle des provinces belges une relation

 sindustrialisation et ajustement re  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  gative entre taux de cho à mage

u

et e  volution (en %) de la population

active re Âsidente corrige Âe pour les flux de navetteurs (population active re  sidente + flux net entrant), ce qui sugge Áre l'existence d'une certaine mobilite  a Á long terme. La population active (corrige Âe) de  croõÃt a Á Lie Á ge et en Hainaut, probablement au be Âne  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  gatif entre taux de cho à mage et le taux de participation (effet de de Âcouragement, pre  -pensions, etc.).

390

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

% 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 Mobilite (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  sente  e ne permet pas de « prouver » que tel facteur ou tel autre soit responsable de l'e  volution observe  e du cho à mage, en particulier du contraste Á de Wallonie-Flandre. A  faut de preuve, le cadre the Âorique utilise  offre une grille de lecture et permet de proposer une interpre Âtation cohe  rente et plausible des faits observe  s. Sa particularite  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  dans ce contexte l'importance d'une repre Âsentation approprie  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  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  es sont d'autant plus importantes que les cou Âgalement avoir e Âte  amplià ts du travail s'adaptent peu ; elles semblent e fie  es par la faiblesse de l'investissement en capital physique et en capital humain. Le cadre d'analyse utilise  a l'avantage par rapport aux mode Âlisations plus traditionnelles d'offrir une meilleure prise en compte des interactions entre aspects macroe  conomiques, ge  ographiques et sectoriels. Il reste a Á enrichir pour inte  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

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

ANNEXE 19.1 Â finitions et sources statistiques De

±

population active : population assure Âe contre le cho à 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 à mage : nombre de cho à meurs complets indemnise Âs, ventile  s selon le niveau de formation ; source : ONEm ;

±

taux de cho à mage : nombre de cho à meurs complets indemnise Âs rapporte  a Á la population assure  e contre le cho à mage ; taux de cho à mage en juin, bulletins mensuels de l'ONEm ;

±

emploi par re Âgion et qualification : recensements de 1971, 1981 et 1991 ; enque à 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  ge  ographique de la main-d'úuvre et taux de participation : recen-

re  gionaux de l'ONEm ; sements des anne  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 à 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 »

 finitions et sources statistiques De

393

traits discontinus clairs. La valeur de l'indicateur (essentiellement la diffe Ârence entre taux de cho à mage des qualifie  s et taux de cho à mage moyen) est manifestement influence Âe par la conjoncture (les variations conjoncturelles du taux de cho à 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  sultats des recensements sont indique Âes par des e  toiles. Les disparite  s entre niveaux de qualification sont faibles en 1971, et connaissent une hausse prononce  e par la suite. Les valeurs obtenues a Á partir du recensement de 1991 corroborent les valeurs obtenues a Á partir des enque à 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  es e  gales a Á ze  ro.

SMM

ante  rieures a Á 1969-70 sont

394

 flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie et en Flandre Re

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  quation des qualifications en Belgique ? », Belges de Langue Franc Ëaise, Lie Á ge, novembre. EC (1999),

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Actes

e  conomistes Ás des E du 14 Congre

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CREST Working paper

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, Oxford : Oxford University Press.

MACHIN, S. et J. VAN REENEN (1998), « Technology and Changes in Skill Structure : Evidence from Seven OECD Countries », 1244.

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, 113, 1215-

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Des ideÂes et des hommes

, Louvain-la-

SNEESSENS, H. et F. SHADMAN-MEHTA (2000), « Chocs asyme Âtriques et persistance du e  conomistes Ás des E cho à mage : Wallonie et Flandre compare Âes », pre Âsente  au 14 Congre

Belges de Langue Franc Ëaise. VAN

DER

LINDEN, B. (e  d.) (1997),

ChoÃmage. ReÂduire la fracture

, 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, Universite catholique de Louvain Christophe SALMON

Artesia BC Isabelle CASSIERS

FNRS et IRES, Universite 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

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

REÂSUME 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 qualite 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 marche du travail et les ressources naturelles, ou encore le roÃle exerce par les pouvoirs publics.

1. INTRODUCTION Depuis plusieurs de  cennies, le rythme de croissance de l'e Âconomie flamande est syste Âmatiquement supe  rieur a Á celui de l'e  conomie wallonne. De nombreuses explications a Á ce phe  nome Á ne ont e  te  avance  es, allant de l'he  ritage de structures industrielles ine Âgales au dynamisme contraste  des entrepreneurs et des pouvoirs publics. Quelles sont,

in fine

, les causes de ces disparite Âs ?

L'inte  re à t de la question se situe a Á deux niveaux. En premier lieu, l'examen empirique des facteurs potentiels des disparite Âs interre  gionales est susceptible d'alimenter le renouveau des re Âflexions the  oriques sur les causes de la croissance : les the  ories traditionnelles de la croissance sont-elles capables d'expliquer ces disparite  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  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  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  du travail, d'ame  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  comme un facteur cle  de la croissance. D'autre part, la formation et l'e  ducation apparaissent comme des points cle Âs des projets politiques aussi bien re  gionaux qu'europe  ens 248

248

.

Concernant la politique re Âgionale, voire notamment : Gouvernement wallon (2000). Concernant l'Europe, la

Commission europe  enne entend faire de l'e Âducation le moteur du de Âveloppement europe Âen, la cle  de vou à te de la cohe  sion e  conomique et culturelle de l'espace europe Âen. Romano Prodi de Âclarait il y a peu : « Je suis convaincu

 s structurelles ou diffe  rences de performances ? L'analyse shift-share Disparite

397

L'objectif de notre e Âtude est de rassembler des e Âle  ments de comparaison re  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  des donne  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  rentiels de croissance entre la Flandre et

la Wallonie tiennent plus a Á des disparite  s de performances qu'a Á des diffe  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  s dans une troisie Áme section : on songe aux investissements, aux ressources naturelles, a Á la disponibilite  de main-d'úuvre, aux facteurs institutionnels.

2. DISPARITEÂS STRUCTURELLES OU DIFFEÂRENCES DE PERFORMANCES ? L'ANALYSE

SHIFT-SHARE

La supe  riorite  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

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

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  ritage industriel a longtemps e Âte  invoque  pour justifier de

telles disparite  s. Toutefois, l'analyse

shift-share

de Mignolet et Vieslet (2000)

semble infirmer cette croyance. Cette analyse, base Âe sur les se  ries de valeurs ajoute  es brutes re Âgionales et sectorielles, de Âcompose le diffe  rentiel de croissance entre une re  gion (Flandre, Wallonie et Bruxelles) et son re Âfe  rentiel (le Royaume) en un effet de structure et un effet de dynamisme, appele  e  galement effet de performance. Le tableau 20.2 indique que le diffe Ârentiel ne  gatif de croissance de la Wallonie ne s'explique que tre Ás partiellement par un effet de structure, tel que sa trop forte spe  cialisation dans des branches en de Âclin. Au cours des anne Âes 195585, la diffe  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 ˆ 19 %). Dans les anneÂes plus reÂcentes, le diffeÂrentiel total se

(

re  duit (±0,38) et l'effet de structure prend un peu plus d'importance relative (

ÿ0,10= ÿ 0,38 ˆ 26 %) mais reste mineur. Notons que dans l'analyse shift-

share

, l'effet de performance est obtenu de manie Áre re  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  es, de plus, l'analyse ne tient pas compte des diffe Ârences intra re  gionales

.

La de  composition utilise  e dans cette e Âtude permet malgre  tout de de Âgager des re  sultats inte  ressants, en montrant qu'il est plus important de se centrer sur la recherche des causes ayant entraõÃne  une diffe  rence de dynamisme entre la Flandre et la Wallonie. 249 250

Mignolet et Vieslet (2000) p. 36. Il faut e  galement noter la variabilite  des re  sultats selon le degre  de de  sagre  gation sectorielle retenu. En effet,

une de  composition sectorielle plus importante entraõÃne une augmentation de l'effet de structure, au point qu'une de  sagre  gation maximale prenant toutes les entreprises comme autant de secteurs entraõÃnerait un effet de dynamisme nul.

 s re  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  ponse a Á cette question est complexe,

non seulement par la diversite  de ces facteurs, mais aussi parce que les donne Âes statistiques sont limite Âes et souvent he Âte  roge Á nes. Les sections suivantes tentent d'en de  broussailler le terrain.

3. LE CAPITAL HUMAIN, FACTEUR DE DISPARITEÂS REÂGIONALES Parmi les facteurs potentiels d'une disparite  de croissance re Âgionale, l'ame Âlioration du stock de capital technologique et humain me Ârite une attention particulie Á re. La possibilite  d'un rele Á vement du rythme de croissance par les externalite  s positives lie Âes a Á l'accumulation de capital immate Âriel est bien mise en lumie Á re par la the  orie de la croissance endoge Áne

252.

Le capital humain peut se de Âfinir comme la somme des connaissances et autres compe  tences acquises gra Ãce a Á l'e  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  ment. Nous les traiterons ne Âanmoins se Âpare  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  pre  ciation du capital humain sous forme d'e Âducation. Depuis la re  forme institutionnelle de 1988, les Re Âgions et les Communaute  s disposent de compe  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

ˆ 100) pour

l'anne  e 1997. Il faut noter que nous

Mignolet et Vieslet y voient « a Á la fois la capacite  des entreprises locales a Á ge  rer des activite  s nouvelles au sein

de la re Âgion et l'aptitude de la re Âgion a Á attirer des activite  s initie  es par des entrepreneurs extra-re  gionaux, notamment e  trangers. Cette aptitude de Âpend de divers facteurs, spe Âcifiques a Á la re  gion, tels que les dotations en ressources naturelles, la proximite  d'un centre de croissance, l'infrastructure existante, la politique re Âgionale mise en úuvre, le cou  de la main-d'úuvre qualifie Âe, le climat, etc. » Mignolet et Vieslet (2000) à t et la disponibilite p. 36. 252 253

Voir notamment R.J. Barro et X. Sala-I-Martin (1995) ou le re Âsume  propose  par P.Ralle (1996). L'enseignement francophone belge est finance  par la Communaute  franc Ë aise, dont les compe  tences s'e Âten-

dent, en la matie Á re, a Á la re  gion de langue franc Ë aise (c'est-a Á -dire la Re  gion wallonne moins la re Âgion de langue allemande), et aux institutions unilingues francophones de la Re Âgion de Bruxelles-Capitale.

400

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

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  rons e Âgalement le chiffre du poste « Recherche Scientifique » car elle peut entrer dans le cadre de l'enseignement. Les de  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  rieures dans l'enseignement supe Ârieur non universitaire, ainsi que dans la recherche scientifique

254

. Les diffe  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  quentant l'enseignement supe Ârieur non universitaire et moins d'e Âtudiants suivant l'enseignement universitaire et par le mode de financement des e  tablissements

255

. Par contre, le de  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  un faible avantage a Á la Wallonie

256

. Ainsi,

en termes de ressources publiques (alimente Âes par l'impo à t principalement), l'enseignement en Communaute  franc Ë aise ne rec Ë oit certainement pas moins de moyens (en terme relatif) par rapport a Á l'enseignement en Communaute  flamande (Bisciari, 1998). L'analyse des diplo à mes obtenus par la population re Âve Á le e  galement des disparite  s re  gionales. Le tableau 20.4 pre Âsente les pourcentages des diffe Ârents niveaux de diplo à me pour la Flandre et la Wallonie, ainsi qu'un rapport comparant les deux entite  s. Un rapport supe Ârieur a Á l'unite  signifie que la Wallonie comporte une plus grande proportion de diplo à me  s de la cate  gorie concerne  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  penses a Á charge des Re  gions et des Communaute Âs. Cela signifie dans le domaine de l'enseignement que nous n'inte  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.

 s re  gionales Le capital humain, facteur de disparite

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  ficit de diplo à me  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 à me  s sous la forme d'un diplo à me de secondaire infe Ârieur. L'analyse de  taille  e sur l'ensemble de la pe Âriode conside  re  e montre que l'e  volution du pourcentage de diplo à me  s de l'enseignement universitaire (e Âvolution croissante) et de l'enseignement primaire et non diplo à me  s (e  volution de  croissante) est sans cesse tre Ás similaire en Flandre et en Wallonie. Par contre, les e  volutions au sein des autres types d'enseignements sont assez diffe Ârentes.

402

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

L'e  volution du pourcentage de diplo à me  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  en Flandre. L'e  volution du pourcentage de diplo à me  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  sentation de tels diplo à me  s en Wallonie. L'explication re  side peut-e à 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  nove  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  ducatif lui-me à me. De me à me, il faudrait encore s'interroger sur la qualite  des diplo à mes produits par ces syste Ámes

257

.

Les chiffres pre Âce  dents montrent un stock de capital humain a Á un moment de  termine  . Ce stock reprend des individus de diffe Ârentes classes d'a Ãge. Cependant, les donne  es portant sur les flux de capital humain manquent, si bien qu'il est uniquement possible de reconstituer des tendances ge Âne  rales, a Á partir du stock de capital humain actuel. Si l'on s'inte Âresse a Á l'e  volution du niveau de diplo à me de la classe d'a à ge des 25-30 ans

258

, et ce depuis 1955

259

, nous pouvons reconstruire

l'e  volution de la production de capital humain de la Flandre et la Wallonie. Que peut-on de  duire des tendances ainsi ge Âne  re  es ? Conforme  ment aux chiffres pre  ce  dents, le nombre d'individus disposant d'un diplo à me infe  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  ristiques sont observe Âes au sein des deux autres niveaux d'e Âtudes (secondaire supe  rieur et diplo à me supe Ârieur), mais les e Âvolutions vont en sens inverse. Le nombre d'individus disposant d'un diplo à me moyen ou supe  rieur au sein de la classe des 25-30 ans augmente dans les deux re Âgions. De plus, au de  but des anne  es 80, les flamands de  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  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  de sens. En effet, les 25-30 ans repre Âsentent les « nouveaux

diplo à me  s », ou en d'autres termes, la population susceptible d'avoir termine  son cursus d'e Âtude peu de temps avant l'anne  e de re Âfe  rence. 259

Le lecteur inte  resse  par la me  thode utilise  e et le de  tail des re Âsultats peut se re Âfe  rer a Á Ledent Ph., Salmon Ch. et

Cassiers I. (2000).

 s re  gionales Le capital humain, facteur de disparite

Enfin, un bref regard sur le marche  du travail

260

403

peut renseigner sur la

possible de  pre  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  pre  cie s'il n'est pas renouvele  voir entretenu, la dure  e d'inactivite  des individus au cho à mage sera un indicateur de la de Âpre  ciation du capital humain. Or, la part des cho à 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  thodologique se pose alors car il est difficile de distinguer au sein des cho à meurs les individus suivant les formations offertes, et il n'est pas e Âtabli que les cho à meurs de longue dure  e suivent davantage de formations. Les paragraphes pre Âce  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  rise par un de  ficit notable de diplo à me  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 à me de l'enseignement secondaire infe Ârieur. Ces caracte  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  s, il ne s'agit pas ne  cessairement des individus les plus qualifie Âs. La ne  cessite  de personnes capables d'exe Âcuter certaines taches pre Âcises, motive  es et s'inte  grant facilement dans une e Âquipe correspond davantage a Á la re  partition de diplo à me  s flamands. Enfin, la grande proportion de cho à meurs de longue dure Âe s'ave Á re pre  occupante en Wallonie au niveau de la de Âpre  ciation du capital humain d'individus souvent de Âja Á peu diplo à me  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  es, les re  volutions de l'e Âlectronique, le flux continu de nouveaux mate Âriaux, l'e  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  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

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

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  et 30 % par les pouvoirs publics.

3.2.1

Financement prive En ce qui concerne l'affectation des de Âpenses prive  es en R&D en Flandre et

en Wallonie

262

, la recherche est premie Á rement concentre  e dans les grandes entre-

prises. C'est ainsi que deux tiers des de Âpenses globales de recherche et de Âveloppement sont situe  es dans les entreprises occupant plus de 2500 personnes. Ensuite, ge  ographiquement, la recherche est polarise Âe en Flandre. En 1985, 65 % des de  penses e  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  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  qu'en Belgique, pre Ás de 60 % des investissements en R&D des entreprises sont concentre  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  s Europe  ennes

266

rendant compte de Âja Á en

1987 de la situation des re Âgions europe  ennes en matie Á re d'e  volution technologique. Cette e Âtude identifia trois types de re Âgions : re  gions a Á dominantes rurales, re  gions me  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  rise  es par une capacite  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 à me  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  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  galement par sa capacite  a Á stimuler les entreprises investissant en R&D et utilisant par la Á-me à me le stock de capital humain. 262

Base  sur une se  rie d'enque à tes re Âalise  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 à te est e  leve  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  vit, J. Houard

et al.

(1991).

D'autres sources plus re Âcentes indiquent que la situation n'a pas fondamentalement change  au cours des

anne  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  ennes (1987), e Âtude STRIDE, reprise par Que  vit, Houard

et al.

(1991).

 s re  gionales D'autres facteurs d'explication des disparite

3.2.2

405

Financement public L'effort des autorite Âs re  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  nergie-technologie » qui comprend les programmes d'uticonsacre  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

ˆ 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 à tre, comme en a atteste  le paragraphe pre Âce  dent, e Âlargie au financement prive  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  une croissance plus importante au Nord du pays.

4. D'AUTRES FACTEURS D'EXPLICATION DES DISPARITEÂS REÂGIONALES

Les diffe  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 à tre toutes lie Âes a Á des divergences de comportement en matie Áre de Á de capital humain. A  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 à le des pouvoirs publics.

4.1 L'investissement La the  orie e  conomique insiste traditionnellement sur le ro à 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  es soixante. Son e Âtude e  conome  trique en panels permet de de Âgager une relation de court terme entre les investissements et la croissance. Le parame Átre

406

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

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  pendante (constante spe Âcifique a Á chaque pays) diffe Áre significativement d'un pays a Á l'autre. La Belgique pre  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  galement pertinente. Partant d'une situation plus ou moins e Âquilibre  e en 1971 en termes d'investissement par habitant, le rapport se de Âte  riore par la suite. Il reste alors a Á de  couvrir quels sont les facteurs susceptibles d'avoir engendre  de telles diffe  rences d'investissements, ce qui nous rame Áne a Á la question de de  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  s par le me à 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  pendantes. e

Á cle, les entrepreneurs flamands se sont rassemCependant, de Á s le de  but du 20 sie ble  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  de cette re  gion, non seulement de par la volonte  des entreprises familiales de s'agrandir, mais aussi par l'attractivite  que repre  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  s) se fait de manie Á re tre Á s diffe  rente en Flandre et

 s re  gionales D'autres facteurs d'explication des disparite

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  rents e  le  ments ne permettent pas a Á eux seuls d'expliquer à r, ces diffe l'attractivite  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  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  ment non ne  gligeable d'attractivite  d'une re  gion. Vu les conditions techniques de transport du de Âbut du sie Á cle, la pre  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  e sur les investissements transnationaux s'appuie sur des facteurs naturels ayant joue  un ro à le important dans l'implantation de ces nouvelles entreprises dans la re  gion du Nord-Est. Situe  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  e la zone d'industrie ide Âale. La side  rurgie et la pe Âtrochimie profiteront e  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  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  travail devraient annihiler une part de l'importance des facteurs naturels dans le de Âveloppement des re  gions. La Flandre a donc be Âne  ficie  d'avantages naturels ayant permis en partie d'attirer des flux d'investissements depuis la fin des anne Âes cinquante. Ces avantages e  taient ne Âanmoins servis par une de Âmographie favorable, capable d'apporter la main-d'úuvre ne  cessaire. De manie Á re ge  ne  rale, le marche  du travail, et surtout les diffe  rences re Âgionales que l'on peut y de Âceler, sont autant de causes possibles du diffe  rentiel de croissance. 267

Voir a Á ce sujet M. Que Âvit (1976).

408

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

4.3 Le marche du travail Le marche  du travail rassemble potentiellement de nombreuses sources de disparite  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  tail dans cet ouvrage. D'une part, compte tenu de la faible mobilite  interre  gionale du travail, due a Á la barrie Á re linguistique entre le Nord et le Sud du pays, les diffe Ârences de disponibilite  de main-d'úuvre peuvent donner lieu a Á des e  carts de croissance. Or, il s'ave Á re que durant les anne  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 à mage plus e  leve  , repre  sentant une importante re Âserve de maind'úuvre (Ledent

et al.

, 2000).

D'autre part, le tableau 20.6 montre que les cou  à ts salariaux par unite produite ont sans cesse e  te  plus importants en Wallonie durant la pe  riode 1955-1987. Les cou  produite dans l'industrie e Âtant le rapport entre à 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  pare  ment ces deux composantes. Au cours de la pe  riode conside  re  e, les salaires horaires bruts dans l'industrie furent constamment plus e Âleve  s en Wallonie. Le diffe  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  s peuvent se justifier si la productivite  du travail est aussi plus e Âleve  e et/ou si ces salaires peuvent e Ãtre re Âpercute  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 Productivite Salaires horaires bruts CouÃts sal. par unite 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  e  tant de  finie par personne occupe  e, et le salaire sur base horaire, il faut, pour

que le calcul du cou  produite soit correct, supposer que la dure Âe du temps de travail reste à 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 à 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.

 s re  gionales D'autres facteurs d'explication des disparite

409

Le niveau de la productivite  du travail (de  fini comme e Âtant la valeur ajoute Âe brute a Á prix constants par personne occupe Âe) a par ailleurs e Âvolue  de manie Á re nettement plus de Âfavorable dans l'industrie wallonne. En effet, sur la pe Âriode 1955-1960, la productivite  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  gions e  taient similaires.

4.4 Le roÃle des pouvoirs publics Un des e  le  ments cruciaux en matie Áre de performance re Âgionale provient de la capacite  des autorite  s re  gionales a Á attirer les investisseurs. Cette capacite  trouve sa source non seulement dans le dynamisme mais aussi dans l'originalite  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  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  s politiques est d'attirer des investissements dans les re Âgions ou sous re  gions ou Âcessaires et non seulement dans les po à les de de Âveloppements Á ceux-ci sont ne existants. De 1959 a Á 1978, les aides que les gouvernements nationaux successifs ont octroye  es aux re  gions ne se sont cependant pas distribue  es selon cette 270

logique

. Des e  le  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  , les re  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  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  riode poste  rieure a Á la re  gionalisation est diffe Ârente. Les compe  tences en matie Á res de politique e Âconomique e Âtant en partie re Âgionalise  es, la re  gion wallonne et la re Âgion flamande se sont davantage diffe Ârencie  es. On observera que les programmes flamands inte Ágrent depuis plusieurs anne Âes de  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  wallonne de rattraper le retard enregistre  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  vit (1976). Ph. Van Eeckoute (1998).

410

 s re  gionales de la croissance Capital humain et disparite

l'implication des jeunes dans le de Âveloppement de la Wallonie et la « socie Âte  de la connaissance ». Les jeunes, dont les pre Âvisions d'avenir semblent bien sombres, dont le taux de cho à 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  te  de la connaissance, deuxie Áme priorite  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  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  d'e  clairer le de Âbat sur les facteurs de telles diffe  rences. Au niveau de la R&D et de l'e Âducation, la situation semble assez contraste  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 à me  es, mais surtout, accuse un retard de personnes disposant d'un diplo à me moyen, a Á savoir du secondaire supe Ârieur, plus fre Âquemment demande  es. Enfin, un regard sur les dure Âes d'inactivite  des cho à meurs au sein de la Flandre et de la Wallonie a montre  que la de Âpre  ciation du capital humain serait plus forte dans cette dernie Á re re  gion. Dans cet article, nous avons e Âgalement voulu attirer l'attention sur le fait e  vident, que si l'engouement pour le capital humain ne fait que croõÃtre ces dernie Á res anne  es, il ne faut pas en oublier d'autres diffe Ârences fondamentales ayant pu contribuer a Á la diffe  rence de croissance entre la Flandre et la Wallonie. Le grave de  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 à le dans les diffe Ârences de performance de croissance.

 fe  rences Re

411

La situation souvent contraste Âe du marche  du travail retient e Âgalement l'attention, la Flandre ayant pendant longtemps dispose  d'une disponibilite  de main-d'úuvre plus importante et de travailleurs plus flexibles. N'oublions enfin pas le ro à le que jouent les autorite  s politiques re  gionales, ro à le qui est amene  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  sents dans les pages pre Âce  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 ?

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CHAPITRE

21 CAPITAL HUMAIN ET Â CONVERGENCE REGIONALE :

L'EXEMPLE DU CANADA

Serge COULOMBE

DeÂpartement de science eÂconomique, Universite d'Ottawa Jean-Franc Ëois TREMBLAY

DeÂpartement de science eÂconomique, Universite Queen's

414

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

REÂSUME 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 mobilite des capitaux de Barro, Mankiw et Sala-I-Martin (1995). L'impossibilite pour un deÂbiteur de mettre son capital humain en nantissement limite la capacite 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 converge 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 mesure 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  oclassique. De nombreuses e Âtudes empiriques ont montre  que le phe  nome Á ne de convergence caracte  rise en bonne partie l'e  volution relative des profils de croissance des 272

e  conomies de Âveloppe  es dans l'apre Á s-guerre

. Des e Âtudes empiriques re Âcentes

ont montre  que le phe  nome Á ne de convergence a e Âgalement marque  l'e  volution des e  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  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  oclassique de croissance a e Âte  modifie  re  cemment dans le but de rendre compte plus ade Âquatement du phe Ânome Á ne de convergence observe  entre les pays de  veloppe  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  fe  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  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  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

à le du capital humain dans les mode Á les de croissance Le ro

l'e  cart entre les niveaux de capital humain des diffe Ârentes e Âconomies. De plus, le processus de convergence du revenu est calque  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  sente e  tude, nous analysons l'e Âvolution des disparite  s de revenu par habitant entre les provinces canadiennes entre 1951 et 1996 dans le but d'e  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  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  ration canadienne. Nous montrons que le retard de de Âveloppement de certaines provinces canadiennes au de Âbut des anne  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  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  lasticite  de la production nationale au capital. Selon les

=

donne  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  de la production a Á l'exposant

:

Y ˆ AK …Legt † ÿ Legt g

Y

au capital

K

e  quivaut

1

ou Á la main-d'úuvre efficace,

, croõÃt au rythme

t

dans le temps . Cette fonction

a pre  cise  ment e  te  cre Âe  e pour rendre compte ade Âquatement du fait stylise  observe  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  oclassique a quelques

difficulte Âs a Á expliquer ade  quatement certains faits stylise Âs (Mankiw, 1995). D'une

416

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

part, les e  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  empiriquement. D'autre part, le mode Ále ne  oclassique pre Âdit que le taux de rendement du capital devrait e Ãtre conside  rablement plus e Âleve  dans les pays pauvres que dans les pays riches, ce qui ne correspond pas a Á la re  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  dictions de la the Âorie. La disponibilite  des donne  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  aliste cependant, l'accumulation du capital correspond a Á toutes formes d'investissement ayant pour objet d'augmenter la capacite  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  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 capacite de production. dans les comptes nationaux.

Mankiw (1995) souligne que si l'on conside Áre que le salaire minimum repre  sente la re  mune  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  mune  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 ˆ AK H  …Legt † ÿÿ 1

…1†

Dans un tel cas, l'e Âlasticite  du produit national par rapport au capital physique et humain, soit

 ‡ ,

serait d'environ 0,8, ce qui permettrait aux

pre  dictions du mode Ále ne  oclassique de refle Âter pluto à t bien les grands faits stylise Âs.

2.2 EÂconomie ouverte et financement externe La possibilite  de financer l'accumulation du capital a Á l'e  tranger coupe le lien entre l'e Âpargne inte  rieure, l'investissement national et l'accumulation du capital. Dans un environnement de parfaite mobilite  des capitaux, si la totalite  du stock de capital peut e Ãtre finance Âe a Á l'e  tranger, les pre Âdictions du mode Ále ne  oclassique sont pluto à t irre  alistes. En effet, les capitaux devraient se de Âplacer instantane  ment vers les e Âconomies ou Âleve  s, Á les taux de rendement sont les plus e

à 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  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 à tre finance  s sur les marche  s financiers a Á l'e  tranger a Á cause d'un proble Á me de nantissement. Contrairement au capital physique, le capital humain ne peut e Ãtre place  en garantie sur un contrat d'emprunt. Me Ãme sur les marche Âs financiers inte  rieurs, la question du nantissement pose un proble Áme e Âpineux pour les pre Ãteurs  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  conomie a Á financer la formation de capital humain par l'e Âpargne inte Ârieure peut ne pas refle  ter ade  quatement certains contextes institutionnels. Au Canada, le gouvernement fe Âde  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  veloppement e Âconomique de financer le syste Áme d'e  ducation (Coulombe, 1999). Comme le syste Áme d'e  ducation au Canada est surtout de nature publique, le fonctionnement intrinse Áque du fe  de  ralisme fiscal a permis aux provinces pauvres d'investir en formation de capital humain sans e Ãtre limite  es par l'e  pargne inte  rieure. Dans une situation ou Á les capitaux sont parfaitement mobiles, il ressort du mode Ále ne  oclassique de croissance a Á la BMS certaines pre Âdictions qui seront teste  es dans la pre  sente e  tude dans le contexte des e Âconomies re Âgionales canadiennes. La contrainte de financement du capital humain et la comple Âmentarite  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  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  rieur a Á son niveau d'e Âquilibre stationnaire, la comple Âmentarite  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 à 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  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  d'institutions financie Áres, particulie Á rement des grandes banques, dote  es de nombreuses succursales dans diffe Ârentes re  gions du pays. Comme les re  gions sont relativement homoge Ánes sur les plans politique, social, culturel et

418

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

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  gions. Depuis Feldstein et Horioka (1980), les e Âconomistes ont tente  de tester l'hypothe Á se de parfaite mobilite  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  conomie ouverte avec capital humain pre Âdit une corre  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  pit des proble Ámes the  oriques de l'approche de Feldstein-Horioka, Brown (1992) et Helliwell et McKitrick (1999) concluaient que les capitaux e  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  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  e dans la pre  sente e  tude consiste a Á mesurer le stock relatif de capital humain d'une re Âgion en comptabilisant le nombre d'anne Âes de scolarite  ou le niveau d'e Âducation atteint par la population. Les donne Âes utilise  es proviennent des recensements de Statistique Canada sur la scolarite  de la population par province. Nous utilisons toute l'information disponible sur une base cohe Ârente  tant donne depuis 1951. E  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  de re  fe  rence : la 9

e

au moins

atteint deux niveaux

anne  e d'e  tude et le diplo à me universitaire. Les

donne  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  sultats ont e Âte  corrobore Âs dans une version pre Âce  dente de notre e Âtude, ou  la Á nous avons calcule

corre  lation entre l'investissement et l'e Âpargne inte  rieure entre les provinces canadiennes, d'une part, et entre certains groupes de pays de Âveloppe  s ou en de  veloppement, d'autre part (voir le cahier de recherche #9906E,  conomiques, Universite novembre 1999, De  partement de Sciences E  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  e) des provinces canadiennes est illustre  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  re  e. L'e  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

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

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  convergence-sigma (Barro et Sala-IMartin 1995). Le terme sigma fait re Âfe  rence ici a Á l'e  cart-type de la dispersion des indicateurs e  conomiques re Âgionaux. L'analyse individuelle des niveaux relatifs de capital humain re  ve Á le que les provinces ou Âleve  comme Á le revenu par habitant est e l'Ontario, l'Alberta et la Colombie britannique ont, en ge Âne  ral, des niveaux de capital humain plus e Âleve  s que la moyenne canadienne. Les provinces relativement pauvres affichent en ge Âne  ral des indicateurs infe Ârieurs a Á la moyenne nationale. L'e  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  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  riode

t

est une moyenne ponde Âre  e de son niveau initial

d'e  quilibre long terme

y3 ln yt ˆ 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  par un ensemble de

variables exoge Á nes comme la fonction d'utilite Â, le taux de pre  fe  rence inter temporelle, le taux de de  pre  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.

Convergence du capital humain et du revenu

421

Dans une e  conomie ouverte avec capital humain, BMS montrent que dans le cas ou  re à 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  e en fonction du ratio de capital humain par unite Âs efficaces de main-d'úuvre : 

y ˆ Bh 1

ou Á

B

ÿ

…3†

est un terme de  termine  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  quation (2). L'e Âconomie ouverte converge vers l'e Âquilibre stationnaire comme une e  conomie ferme  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  volution du capital humain. En combinant (2) et (3), on obtient l'e Âquation dynamique d'e Âvolution du capital humain :

…4† ln ht ˆ eÿ t ln h ‡ …1 ÿ eÿ t † ln h3  galement une moyenne ponde Âre  e de son Le capital humain par habitant ht est e 3 Âquilibre stationnaire h . L'e  volution du niveau initial h et de son niveau d'e 0

0

capital humain peut donc e Ãtre de  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  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  conomies convergent vers le me Ãme e  quilibre stationnaire

y3

. L'hypothe Á se

de convergence conditionnelle est lie Âe au cas ou  conomies convergent vers Á les e des e  quilibres stationnaires diffe Ârents. Dans un tel cas, on doit ajouter au terme de droite de l'e  quation (5) ci-dessous des variables comme le taux d'e Âpargne, le taux de croissance de la population et des indicateurs d'efficacite  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 à me pays, l'hypothe Áse de convergence absolue peut e Ãtre avance Âe e  tant donne  la similarite  des contextes institutionnels, sociaux et politiques et l'homoge Âne  ite  de 276

la population

.

La me  thodologie utilise  e pour estimer la vitesse de convergence-beta dans la pre  sente e  tude est une variante de celle utilise Âe par Barro et Sala-I-Martin (1991, 1992) propose  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 à te  droit de l'e  quation de convergence le niveau relatif d'urbanisation des provinces.

422

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

d'augmenter les degre Âs de liberte  . L'ide  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  tant donne maximum d'informations. E  le changement dans la pe Âriodicite  des donne  es de recensement sur la scolarite Â, la pe  riode 1951-1996 est divise Âe en cinq sous-pe  riodes, quatre d'une dure Âe de dix ans et une de cinq ans. La pe Âriode de cinq anne  es est la dernie Á re, soit 1991-1996

277

. Nous disposerons ainsi de 50 observa-

tions, soit pour cinq sous-pe  riodes et dix provinces. L'e  quation estime  e pour la convergence des indicateurs de capital humain est la suivante :

  ÿM h  hi;t h ÿ e i ;t‡P =Ht‡P ln… H † ‡ ui P ln hi;t =Ht ˆ ÿ M t H h tˆ 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  e de la sous-pe  riode, est fixe Âa Á 10 quand la date

1981, et a Á 5 quand

est 1991.

est 1951, 1961, 1971, et

est fixe  a Á 9, soit la dure Âe moyenne des sous-

pe  riodes, afin d'obtenir des estimations de la vitesse de convergence

pouvant

e à tre interpre  te  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  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 à te  s de l'e  quation sont mesure  es en de  viations par rapport a Á la moyenne, il n'y a pas de terme constant du co à te  droit de l'e  quation. L'e  quation (5) est estime Âe par une re  gression line Âaire avec la me Âthode des moindres carre Âs ge  ne  ralise  s (MCG), et la vitesse de convergence



est calcule Âe a Á partir de la valeur du parame Á tre

estime  de la variable de Âpendante en se basant sur la formule non line Âaire spe  cifie Âe dans l'e  quation (5)

277 278

278

. Les re  sultats des estimations sont pre Âsente  s au tableau 21.1.

On obtient sensiblement les me Ãmes re  sultats me à me si on subdivise diffe  remment les sous-pe  riodes. Comme l'e  quation (5) est non line  aire seulement de par son coefficient de Âterministe

ÿ…1 ÿ exp…ÿM ††=M ,

elle peut e Ãtre estime  e soit par la me Âthode des MCG line Âaires (MCGL) ou par les MCG non line Âaires (MCGNL).

ÿ… ÿ exp…ÿM ††=M t ÿ… ÿ exp…ÿM ††=M

Notons que l'expression la statistique

de

1

1

converge vers ze  ro quand

converge vers zeÂro. Pour un petit , t de . Ainsi dans cette

est approximativement e Âgale a Á la statistique

e  tude, nous utilisons la me Âthode consistant a Á ponde  rer les observations de coupe transversale, les provinces, ce

qui est approprie  en pre  sence d'he  te  rosce  dasticite  . L'hypothe Á se nulle relative a Á l'e  galite  des variances des re  sidus entre les e Âle  ments des coupes transversales provenant des re Âgressions par les moindres carre Âs ordinaires est rejete  e au seuil de 5 % avec des tests de Bartlett et Levene dans le cas ou  Á l'indicateur de capital humain est base sur le diplo à me universitaire pour la population des deux sexes de 15 ans et plus. Les e Âcarts-types pre  sente  s dans les tableaux proviennent de la me Âthode HCCME qui permet une infe Ârence asymptotiquement valide en pre Âsence d'he  te  rosce  dasticite Â.

Convergence du capital humain et du revenu

423

Tableau 21.1 Convergence du capital humain entre les provinces canadiennes (1951-1996) Indices de scolarite 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

Deux sexes Hommes Femmes

25 ans et plus

Deux sexes Hommes Femmes

±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 carre ajuste et la vitesse de convergence annuelle au coÃte 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 eÂquilibre en coupe transversale de 49 observations.

L'hypothe Á se nulle de non-convergence (

ˆ 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  s. La statistique de Wald a e Âte  utilise  e pour tester l'hypothe Áse nulle d'e  galite  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  e au seuil de 1 % pour chacun des indices

424

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

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 à ge  es ont moins inte Âre Ãt a Á investir en e  ducation. La dure  e limite  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  deux mesures diffe  rentes, soit le revenu personnel par habitant et le revenu personnel par habitant moins les transferts gouvernementaux

280

. La me  thode d'estimation est identique a Á celle utilise  e pour la conver-

gence du capital humain. L'e Âquation estime Âe est :

  ÿM y  yi;t  y ÿ e i ;t‡P =Yt‡P ln Y ‡ ui P ln yi;t =Yt ˆ 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  tude est divise  e en quatre sous-pe Âriodes de 10 ans et une de cinq ans (1991-1996). Les re  sultats sont pre Âsente  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 carre ajuste et la vitesse de convergence annuelle au coÃte droit de chaque colonne. La statistique de Wald relative aÁ l'hypotheÁse nulle d'eÂgalite 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  es dans Coulombe et Tremblay (2000). Les donne  es relatives au revenu personnel proviennent des matrices D11701-D11710 de CANSIM alors que

les donne  es de transferts gouvernementaux sont contenues dans les matrices D11787-D11797.

 lasticite  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  Coulombe et Lee (1995) pour la pe  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  ralisme canadien ait redistribue  le revenu des provinces riches vers les provinces pauvres. Le mode Á le de BMS pre  dit que le capital humain doit converger a Á la me à me vitesse que le revenu. Nous avons utilise  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  galite  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  e pour tous les indicateurs sauf pour les estimations base  es sur le revenu personnel

et

e

 e. Pour les indicateurs de scolarite  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  sur le diplo à me universitaire. En ge Âne  ral, ces re  sultats sugge Á rent que pour les re  gions canadiennes, les indicateurs de scolarite  base  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  du revenu national au capital humain, soit la part de la re Âmune  ration du capital humain dans le revenu national en re  gime de croissance e Âquilibre  . En prenant les logarithmes des deux co à te  s de l'e  quation (3), on obtient :

     y   hit it ln Y ˆ 1 ÿ  ln H t t

La comptabilite  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  es dans Coulombe et Tremblay (2000).

426

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

excluant le secteur agricole pour lequel on ne dispose pas de donne Âes permettant de se  parer la re Âtribution du travail de celle du capital physique, par rapport au revenu inte  rieur net entre 1951 et 1996 s'e Âtablit a Á 0,287. Cette part est relativement constante dans le temps

282

.

0 Âte estimeÂe avec un terme d'erreur additif ajoute au coÃte L'e  quation (3 ) a e

droit par la me  thode des MCG, encore pour tenir compte de l'he Âte  rosce  dasticite Â, en combinant l'information en coupes transversales, les provinces, et longitudinales durant la pe Âriode 1951-1996. Nous pre  sentons au tableau 21.3 les re Âsultats pour les deux mesures de revenu par habitant analyse Âes pre  ce  demment. Plusieurs re  sultats inte Âressants ressortent de l'analyse du tableau 21.3. Le premier point est que, pour tous les indices de scolarite  conside  re  s, l'e  lasticite  estime  e est plus e  leve  e lorsque les transferts gouvernementaux sont exclus du revenu personnel par habitant. Ceci n'a rien de surprenant puisque l'investissement en e  ducation, de base et universitaire, accroõÃt la capacite  de gagner un revenu sur le marche  du travail et re  duit la de Âpendance a Á l'e  gard des transferts gouvernementaux. Le second point concerne l'e Âlasticite  tre Ás e  leve  e, dans le voisinage de 1, de l'indice de capital humain base  sur le pourcentage de la population ayant termine  e

 e. Si ce chiffre est retenu comme mesure de l'e Âlasticite  du au moins une 9 anne capital humain dans la fonction de production agre Âge  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

 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  de la population ont un minimum de scolarite Â, une hausse e Âquilibre  e entre le capital physique et humain du ratio Capital/Main d'úuvre ne peut donc s'effectuer par l'investissement simultane  en capital humain de base et en capital phyÁ l'oppose sique. A  , dans une e  conomie ou Á un faible pourcentage de la population a e

 e, la forte e  lasticite  du capital humain de base dans la fonction de termine  la 9 anne production implique qu'il serait extre Ãmement rentable pour cette e Âconomie d'investir simultane  ment dans la formation de base et en capital physique. Le troisie Á me point concerne l'estimation de l'e Âlasticite  du capital humain mesure  par l'indice d'e Âducation supe Ârieure. Les diffe Ârentes estimations de l'e Âlasticite  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)  tats-unis concernant la part du capital humain dans le revenu national aux E mentionne  es pre  ce  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  es

de la publication në 13-531 de Statistique Canada intitule Âe

Comptes nationaux des revenus et deÂpenses

.

 lasticite  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 scolarite 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 coÃte gauche de chaque colonne. On retrouve en dessous de ce chiffre l'eÂcart-type entre parentheÁses et le R carre ajusteÂ. Le chiffre que l'on retrouve au coÃte droit de chaque colonne est la part implicite estimeÂe du capital humain dans le revenu national. Nous avons utilise un eÂchantillon eÂquilibre 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 eÂquilibre en coupe transversale de 59 observations. Enfin, notons que la valeur estime Âe de l'e  lasticite  du capital humain, mesure  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

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

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  conomique, la valeur critique de

 est 1 ÿ , soit 0,71, eÂtant donne l'estimation que nous avons

obtenue de l'e Âlasticite  du revenu au capital physique. Si la somme de l'e Âlasticite  des facteurs que l'on peut accumuler est infe Ârieure a Á l'unite  , la loi des rendements de  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  oclassique de croissance dans ce cas permet d'expliquer le rattrapage des e Âconomies par le phe  nome Á ne de convergence.

5. LA CONTRIBUTION DU CAPITAL HUMAIN AÁ LA CONVERGENCE REÂGIONALE

L'analyse empirique des deux sections pre Âce  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 à te  droit de l'e Âquation de re  gression (6) le niveau initial de revenu par le stock initial de capital humain. On obtient alors la relation suivante :

 yi;t‡P=Yt‡P ˆ b lnhi;t  ‡ ui ln P yi;t =Yt Ht

…7†

1

Dans cette e  quation de convergence modifie  e, le parame Á tre

b

est e  gal a Á

…ÿ=…1 ÿ ††…1 ÿ eÿ M †=M . L'hypotheÁse de convergence absolue implique

que

b

doit e à tre e  gal a Á ze  ro. Comme pre Âce  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  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  ro et ne  gatives. Encore une fois, les re Âsultats des estimations ne corroborent pas les pre Âdictions du mode Ále the  orique quand le stock de capital humain est mesure  par la scolarite  des 15-24 ans. En ce qui concerne le diplo à me universitaire, le parame Á tre

b

n'est pas significatif pour ce

groupe d'a à 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  es pour le niveau de scolarite  de re Âfe  rence de la neuvie Á me anne  e car l'e  lasticite  estime  e du

Á la convergence re  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 scolarite 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 carre 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 eÂquilibre en coupe transversale de 49 observations. a

revenu a Á cet indicateur de capital humain est beaucoup plus e Âleve  que dans le cas des e  tudes universitaires. On ne doit pas se surprendre de retrouver des

R

2

beaucoup plus faibles pour

cette spe  cification que pour celle de la section pre Âce  dente. Les niveaux relatifs du

430

 gionale : l'exemple du Canada Capital humain et convergence re

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  gression habituelle de convergence, avec le revenu initial

comme variable inde  pendante, que l'on retrouve au tableau 2, varient entre 0,38 et 0,5. Pour la spe  cification modifie  e de l'e  quation de convergence avec le stock de capital humain du co à te  droit de la re  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  , 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  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  es 1950.

6. CONCLUSION La convergence d'une varie Âte  d'indicateurs de niveau de vie entre les re  gions canadiennes apre Ás la Seconde Guerre mondiale est maintenant un fait stylise  bien e  tabli. Jusqu'a Á pre  sent, l'analyse empirique n'avait pas tente  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  oclassique et aux rendements de Âcroissants a Á l'accumulation du capital, la convergence doit e Ãtre explique  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  gions canadiennes peut e Ãtre explique Âe par la dynamique d'accumulation du capital humain. L'inte  re à t de l'e  tude re  side e  galement dans la comparaison des re Âsultats entre diffe  rents indices de capital humain. Ainsi, il ressort que l'investissement dans la formation de base peut s'ave Ârer extre à mement rentable pour une e Âconomie qui en serait relativement de Âpourvue. Par exemple, un e Âcart de revenu important entre deux re  gions W et F d'un me Ãme pays ou Á l'on retrouve sensiblement les me à 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  es 1950 et 1960 illustre ce point. A  poque, le Que  bec demeurait une province relativement pauvre en de Âpit du fait qu'elle e Âtait bien dote  e en diplo à me Âs universitaires. Cependant, sa population e Âtait relativement de Âpourvue de formation ge  ne  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  ne  rale de la main-d'úuvre est e Âgalement ne Âcessaire.

431

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ANNEXES STATISTIQUES

  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 marche 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 marche du travail en Belgique

Annexe 4.

Indicateurs de sous-emploi et de reÂserve de maind'úuvre en Belgique

1

ANNEXE

 INDICATEURS DE DISPARITES  SUR LE MARCHE DU TRAVAIL.  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 eÂte 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 disparite 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 salarie 1 les hommes 2 les femmes l'emploi temporaire X

x

x

X ˆ

x

ˆ

x

ˆ

c ˆ

2 x2 c x1 x2 1 R ˆ x c ˆ 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».

 s sur le marche  du travail. Comparaisons europe  ennes Indicateurs de disparite

437

A.3 Tableau A1.1

Le niveau d'instruction est mesure en trois classes: 1. niveau d'instruction bas = diploÃme le plus eÂleve : enseignement primaire ou secondaire infeÂrieur; 2. niveau d'instruction moyen = diploÃme le plus eÂleve : enseignement secondaire supeÂrieur; 3. niveau d'instruction haut = diploÃme le plus eÂleve : 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 effectue un travail pour un salaire ou des beÂneÂfices meÃme en nature, meÃme si ce travail n'a dure qu'une heure, ou ± n'ont pas travaille mais avaient un travail duquel elles ont eÂte 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 salarie 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 employe qui avait eÂte 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 autodeÂclare 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 travaille au moins une heure contre reÂmuneÂration dans la semaine de reÂfeÂrence.

438

Annexes statistiques

S'il n'y a aucun criteÁre objectif pour la fin d'un emploi ou d'un contrat de travail, alors celui-ci est consideÂre 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 trouve un emploi deÂbutant plus tard sont eÂgalement classifieÂes comme choÃmeurs. Les eÂtudiants en statut principal autodeÂclare 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. à meurs au sens du BIT cho

à mage Taux de cho

à 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 sante et la meÂdecine.

439

 s sur le marche  du travail. Comparaisons europe  ennes Indicateurs de disparite

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 disparite femd'eÂducation mes/hommes Bas en %

Rapports de disparite < 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

Annexes statistiques

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 fiabilite ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.).  es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne

 s sur le marche  du travail. Comparaisons europe  ennes Indicateurs de disparite

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 salarie aÁ temps partiel

Emploi global

Taux Rapports de disparite Taux Rapports de disparite 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 salarie temporaire Taux Rapports de disparite d'emploi en matieÁre d'emploi tempo- salarie 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

Annexes statistiques

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

Bulgarie Chypre ReÂpublique TcheÁque Estonie Hongrie Lituanie Lettonie Pologne Roumanie SloveÂnie ReÂpublique Slovaque

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 eÂte eÂcarteÂs de la population. Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabilite ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.).  es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne

 s sur le marche  du travail. Comparaisons europe  ennes Indicateurs de disparite

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 disparite en matieÁre Part du Rapports de disparite 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

Annexes statistiques

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

Bulgarie Chypre ReÂpublique TcheÁque Estonie Hongrie Lituanie Lettonie Pologne Roumanie SloveÂnie ReÂpublique Slovaque

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 fiabilite ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M. Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.).  es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, base de donne

 s sur le marche  du travail. Comparaisons europe  ennes Indicateurs de disparite

Tableau A1.4

445

Formation permanente de la population aÃgeÂe de 25 aÁ 64 ans

Part des personnes en formation permanente

Rapports de disparite 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

Annexes statistiques

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

Bulgarie Chypre ReÂpublique TcheÁque Estonie Hongrie Lituanie Lettonie Pologne Roumanie SloveÂnie ReÂpublique Slovaque

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 disparite vaut toujours 1, meÃme lorsque le faible degre de fiabilite ne permet pas de le publier. Conventions : , donneÂes non publiables par manque de fiabilite ; [], donneÂes peu fiables ; n.d., donneÂes non disponibles. Calculs : M.Laffut, Ch. Ruyters (S.E.S. Ð M.R.W.)  es de l'EnqueÃte sur les forces de travail, 2e trimestre 2000. Source : EUROSTAT, Base de donne

2

ANNEXE

 RESULTATS COMPARATIFS DES  ETUDES INTERNATIONALES SUR

L'APPRENTISSAGE DES SCIENCES, Â DES MATHEMATIQUES ET Á Â COMPREHENSION A LA LECTURE Á la lecture Aide a

448

Annexes statistiques

A.1 Tableaux A2.1 et A2.2

L' (I.E.A.)3, depuis sa creÂation en 1959, a mene 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).  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 eÂte estimeÂs au moyen d'un modeÁle aÁ de type: k

Sijk

j

i

PSEijk

PSE

effets

fixe

Sijk ˆ



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 eÂte seÂlectionneÂe dans chacun

des eÂtablissements retenus.

 sultats comparatifs des e  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 sensibilite 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 »

 l'efficacite

i

« effet fixe »

 l'iniquite

5 Ce choix nous est dicte par le fait que l'eÂchantillon d'eÂleÁves canadiens est de loin le plus grand avec 12% du

nombre total d'eÂleÁves.

450

Annexes statistiques

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

 sultats comparatifs des e  tudes internationales Re

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

 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 (Universite de LieÁge).

452

Annexes statistiques

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

 sultats comparatifs des e  tudes internationales Re

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

 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 (Universite de LieÁge).

454

Annexes statistiques

Tableau A2.3 Variable

$

Score moyen (efficaciteÂ) et sensibilite au profil socioeÂconomique (IniquiteÂ) des scores en sciences. EÂcart par rapport au Canada.

1e secondaire

2e secondaire

Coefficient  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

 (PSE) Iniquite



 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

 ajuste

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

(**) (**)

2 R

R

$



 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, Universite catholique de Louvain). Source : TIMSS 1995.

(**) (**) (**) (*) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

455

 sultats comparatifs des e  tudes internationales Re

Tableau A2.4 Variable

$

Score moyen (efficaciteÂ) et sensibilite au profil socioeÂconomique (IniquiteÂ) des scores en matheÂmatiques. EÂcarts par rapport au Canada.

1e secondaire

2e secondaire

Coefficient  Efficacite

 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

+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



 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

 ajuste

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

(**) (**)

2 R

R

$

 487,34

 (PSE) Iniquite

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, Universite catholique de Louvain). Source : TIMSS 1995.

(**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**) (**)

3

ANNEXE

 FACTEURS DE DISPARITES  SUR LE MARCHE DU TRAVAIL

EN BELGIQUE Á la lecture Aide a

458

Annexes statistiques

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 eÂte initieÂe en 1992 dans le cadre d'un projet belge pilote 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) pilote par Eurostat. Cette vaste base de donneÂes preÂsente l'originalite de fournir un eÂventail diversifie d'informations concernant la biographie, la constitution du meÂnage, l'eÂducation, l'activite 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 renforce 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 repreÂsentativite 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 pondeÂre 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 repreÂsentativite de l'eÂchantillon longitudinal et de pallier les probleÁmes d'attrition. Un rechargement de l'eÂchantillon flamand a eÂte reÂalise 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

 s sur le marche  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 marche 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 tire 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 ˆ

0,01 0,02 ˆ 60,03 ˆ 60,04 ˆ 60,05

x ˆ 6 x ˆ 6 x x x

0,05

1900 475 211 119 76

P ˆ

0,10

3600 900

P ˆ

0,20

400

6400 1600 711

225 144

256

400

P ˆ

0,30

8400 2100 933 525 336

P ˆ

0,40

9600 2400 1066 600 384

P ˆ

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 probabilite de 95%. Dans les tableaux qui suivent, la fiabilite des pourcentages variera donc avec la taille des effectifs non pondeÂreÂs, 1. n

460

Annexes statistiques

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 trouve un emploi qu'elles n'ont pas encore commence 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 eÂte 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 ˆ

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 salarie 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.

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

461

A.8 Tableau A3.9

Le taux moyen de reÂmuneÂration horaire nette autoeÂvalueÂe est calcule sur base des heures contractuelles et du revenu de l'activite 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

à 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 pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

Annexes statistiques

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 à lpid ed uaevin rap

,emo à lpid ed uaevin el noles noititrapeÂR .elpuoc ne ,ecicrexe nielp ed stnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed eeÂga à enilucsam noitalupoP .B

463

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

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 salarie 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 salarie 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

Total geÂneÂral 1998

37,9 55,7

8,0 11,8

12,3

9,8

18,1

Emploi salarieÂ

4,1 12,9

Emploi non salarieÂ

58,2 14,4

32,0

Non-emploi 32,0

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

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

Annexes statistiques

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

Emploi Emploi salarie CDI ou fonct. temps plein

CDI ou fonct. temps plein

Non-emploi

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h)

85,1

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.)

3,4

4,8

0,9

1,4

1,5

2,9

100,0 59,1

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h) CDD + temps partiel < 15 h/sem. Non salarieÂs (indeÂp. + aidants)

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

Emploi non salarie 11,7

ChoÃmeurs B.I.T.

Emploi total

17,8

0,0

13,5

9,5

20,5

38,6

0,0

100,0 17,7

ReÂserve de main-d'úuvre

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

Total geÂneÂral 1998

40,1 60,7

5,5 8,4

7,8

12,6

11,8

Emploi salarie 53,5

4,7 13,8

Emploi non salarie 19,1

33,9

Non-emploi 33,9

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

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

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

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

Emploi Emploi salarie CDI ou fonct. temps plein

CDI ou fonct. temps plein

Non-emploi

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h)

84,6

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.)

4,4

5,0

0,2

1,0

2,5

2,3

100,0 57,6

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h) CDD + temps partiel < 15 h/sem. Non salarieÂs (indeÂp. + aidants)

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

Emploi non salarie 9,2

ChoÃmeurs B.I.T.

Emploi total

7,2

1,1

21,4

1,3

36,8

24,7

7,4

100,0 21,3

ReÂserve de main-d'úuvre

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

Total geÂneÂral 1998

35,8 55,5

7,6 11,7

12,5

8,7

19,4

Emploi salarieÂ

6,1 17,2

Emploi non salarieÂ

55,8 13,4

35,5

Non-emploi 35,5

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

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

Annexes statistiques

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

Emploi Emploi salarie CDI ou fonct. temps plein

CDI ou fonct. temps plein

Non-emploi

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h)

78,9

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.)

5,0

9,2

0,9

1,0

3,0

1,9

100,0 56,7

CDI ou fonct. temps partiel (15-35 h) CDD + temps partiel < 15 h/sem. Non salarieÂs (indeÂp. + aidants)

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

Emploi non salarie 9,4

ChoÃmeurs B.I.T.

9,6

7,3

37,0

3,2

15,9

18,4

8,6

100,0 13,3

ReÂserve de main-d'úuvre

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

Total geÂneÂral 1998

39,0 54,9

8,9 12,6

13,2

9,9

18,6

Emploi salarieÂ

2,5 8,6

Emploi non salarieÂ

61,1 14,0

29,0

Non-emploi 29,0

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

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

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

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'activite de la partenaire Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Statut d'activite 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 occupe 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 inoccupe ou inactif AÃge

DiploÃme

DiploÃme de la partenaire Situation familiale

Total

< 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

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 pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

468

Annexes statistiques

Statut d'activite 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 occupe 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

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 inoccupe ou inactif AÃge

DiploÃme

DiploÃme de la partenaire Situation familiale

Total

< 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

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 pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

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

Statut dans l'emploi en 1996

Wallonie

De la partenaire SalarieÂe CDI/fonct. tps plein ( 35 h/ sem.) De l'homme en couple

SalarieÂe CDI/ fonct. tps partiel (15-35 h)

Flandre

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

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 pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

470

Annexes statistiques

Statut dans l'emploi en 1998

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

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

Statut dans l'emploi en 1998

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 salarie Total

SalarieÂe CDI/ fonct. tps partiel (15-35 h)

Flandre

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.)

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 pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Le « . » signifie que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

471  s sur le marche  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

egAÃ

emmoH

erianetrap snaS

seriadamodbeh liavart ed serueH

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 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

8,24 8,24 . 8,93 . . . . . 5,14 . . . 2,24 .

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

8991 te 6991 Ð snoigeÂr te syap rap ,elailimaf noitautis al te tartnoc

snas sruelliavarT .etpmoc ne sesirp sellennoisseforp seÂtivitca setuot ,senneyom seriadamodbeh selleeÂr liavart ed serueh'd erbmoN .A

4.3A uaelbaT

ed epyt el ,lennoisseforp tutats el ,emo à lpid ed uaevin el ,ega à 'l ,exes el noles noititrapeÂR .ecicrexe nielp ed stnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed seÂga à ,erianetrap

Annexes statistiques

472

3,01

1,21 4,9 4,8 9,7 . 7,8 8,7 . . 8,9 6,8 0,41 . 1,11 5,9

3,93

1,9

183 = 2n 893 = 1n

5,7 8,9 5,31 8,6 . . 4,6 . . 5,8 2,11 6,8 5,7 5,9 4,9

5,73

8,01

312 = 2n 252 = 1n

. 5,7 . 3,9 . . 1,8 . . 8,6 . . . 3,9 .

7,04

8,41 0,51 5,11 3,01 1,53 1,11 9,9 . 4,21 0,11 2,02 7,31 4,22 2,41 1,21

9,41

221 = 2n 89 = 1n

. 7,14 . 3,04 . . . . . 6,34 . . . 6,14 .

3,83

609 = 2n 026 = 1n

7,63 0,93 1,53 4,73 7,15 5,04 6,73 . 9,13 4,93 2,93 3,43 5,04 8,83 8,63

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtivitca'l snad( lennois -seforp tutatS

emoÃlpiD

egAÃ

emmeF

seriadamodbeh liavart ed serueH

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 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

2,51

7,7

5,73

4,83

1,71

972 = 2n 072 = 1n

6,83

1,21 9,61 . 7,7 . . 2,7 . . 9,8 2,52 2,21 4,82 9,11 6,8

405 = 2n 252 = 1n

9,9

6,63 8,73 . 3,73 . . 4,83 . . 8,83 5,83 . . 4,83 9,63

296 = 2n 157 = 1n

8,83

0,12 4,51 . 9,31 . . 6,21 . . 4,41 4,91 . . 4,91 3,41

79 = 2n 101 = 1n

3,53 9,93 2,73 3,83 0,84 8,24 8,73 8,73 3,43 9,93 4,93 4,53 8,43 0,93 4,93

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

. 0,8 . 3,7 . . . . . 6,7 . . . 5,6 .

7,01 3,9 6,01 8,7 6,81 0,8 4,7 1,11 7,9 9,8 1,01 1,11 1,9 2,01 6,9

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

4,63 7,93 . 2,63 . . 0,63 . . 1,83 5,04 8,63 6,54 3,83 0,43

. 4,04 . 5,73 . . 3,63 . . 4,14 . . . 4,14 .

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

6,43 0,93 6,53 5,73 . . 0,73 . . 0,93 8,73 8,53 2,63 3,73 4,83

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

7,53 3,04 3,83 0,93 . 2,14 6,83 . . 9,93 7,93 7,63 . 3,93 9,93

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

erianetrap snaS

473  s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

8,11

5,54 3,64 . 1,34 7,75 3,84 9,93 0,34 7,04 1,25 2,44 0,54 5,74 4,64 3,44 0,74 0,54 .

6,54

1,8 5,9 . 7,7 . 1,5 6,9 2,8 . 3,6 9,8 7,8 2,7 1,01 5,8 5,7 1,9 .

5,8

5,44 2,64 . 6,34 . 3,44 1,54 5,34 . 5,44 3,74 9,34 4,64 7,44 4,44 5,44 8,44 .

9,44

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

8,11 . . 6,9 . . . . . . . . . . . . 2,21 .

7,01

1,74 . . 6,44 . . . . . . . . . . . . 3,84 .

2,64

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

1,11 4,01 . 3,8 6,41 2,7 0,8 0,9 4,6 2,11 1,01 6,01 6,01 1,11 2,01 8,11 1,01 8,9

6,01

0,64 3,54 . 4,34 7,75 4,64 4,14 4,34 0,14 2,94 2,54 6,44 5,74 6,54 4,44 0,64 2,54 9,54

5,54

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

0,61 3,42 . 8,01 6,42 . . . . 7,81 3,81 1,81 9,91 6,71 5,71 3,22 9,51 .

1,81

7,44 2,94 . 5,14 8,36 . . . . 3,74 1,44 0,64 2,84 9,24 9,54 3,74 8,44 .

5,54

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

7,01 4,7 . 1,8 9,31 . . . . 2,21 2,9 5,9 9,8 4,01 2,11 8,8 0,11 0,6

1,01

8,44 3,14 . 4,24 2,75 . . . . 4,44 8,54 2,24 8,34 9,44 3,34 0,34 6,44 3,24

9,34

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

9,41 . . 1,7 . . . . . . . . . . . . 0,41 .

2,31

7,44 . . 7,04 . . . . . . . . . . . . 0,54 .

4,44

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

7,31 4,41 0,41 3,9 9,91 . . . . 4,41 8,31 2,51 2,41 0,41 2,51 5,71 6,31 1,7

4,41

7,44 9,54 0,34 7,14 9,16 . . . . 2,64 4,44 9,44 3,64 4,34 1,54 0,64 7,44 5,14

9,44

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtivitca'l snad( lennois -seforp tutatS

erianetrap ud emoÃlpiD

emoÃlpiD

egAÃ

emmoH

sfitcaonom selpuoC

seriadamodbeh liavart ed serueH

stnafne ceva eganeÂm )*( tnafne snas eganeÂm eriaropmet + DDC eriannoitcnof + 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 rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

7,11 4,21 . 5,8 6,41 3,8 9,6 9,8 1,6 7,31 6,01 6,11 7,21 5,11 5,11 2,41 3,01 .

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

8991 te 6991 Рsnoig e  r te syap rap ,elailimaf noitautis al te tartnoc ed epyt el ,lennoisseforp tutats el ,erianetrap

elpuoc ne sruelliavarT .etpmoc ne sesirp sellennoisseforp se  tivitca setuot ,senneyom seriadamodbeh selleeÂr liavart ed serueh'd erbmoN .B

4.3A uaelbaT

ud uo al ed emo à lpid ed uaevin el ,emo à lpid ed uaevin el ,ega à 'l ,exes el noles noititrapeÂR .ecicrexe nielp ed stnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed seÂga à ,fitcaonom

Annexes statistiques

474

7,31

8,41 5,21 . . . . . . 4,41 . . . . . 8,61 2,61 . .

4,23

7,21

392 = 2n 503 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

4,63

3,8

251 = 2n 091 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

7,04

2,31

04 = 2n 93 = 1n

9,21 8,31 . . . . . . . 8,21 5,21 3,41 2,31 2,01 2,51 3,51 2,9 .

5,61

6,13

1,21

834 = 2n 232 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . .

3,43

4,61

822 = 2n 322 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

3,63

6,21 0,41 . . . . 2,9 . . 8,11 5,11 0,61 . 9,21 9,31 8,51 3,21 .

3,31

57 = 2n 85 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

3,33

247 = 2n 315 = 1n

0,23 5,43 . . . . 4,53 . . 9,33 5,63 9,03 . 9,33 1,43 2,43 9,13 .

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtivitca'l snad( lennois -seforp tutatS

erianetrap ud emoÃlpiD

emoÃlpiD

egAÃ

emmeF

seriadamodbeh liavart ed serueH

stnafne ceva eganeÂm )*( tnafne snas eganeÂm eriaropmet + DDC eriannoitcnof + 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 rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

2,43

684 = 2n 435 = 1n

. . . . . . . . . . . . . . .

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB 6991

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

0,53 3,33 . . . . . . . 5,63 3,33 9,23 5,53 0,23 6,43 0,33 6,43 .

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

. . . . . . . . . . . . . . . . . .

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

3,43 5,03 . . . . . . 8,33 . . . . . 1,23 5,13 . .

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

sfitcaonom selpuoC

475  s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

7,64

7,9

8,54

7,7

9,44

9,01

5,64 7,54 5,44 1,34 6,95 2,64 2,24 9,14 5,14 8,64 8,54 2,64 5,74 0,64 1,54 2,74 4,64 7,44

3,64

8,31 8,41 . 8,01 6,91 5,51 2,21 1,8 7,01 5,21 9,31 4,61 4,31 3,61 0,31 6,91 1,51 2,8

0,41

2,84 9,54 . 5,54 9,16 9,94 2,74 6,14 9,74 6,74 8,54 7,94 6,74 2,64 3,94 6,74 6,64 4,15

7,74

8,11 4,01 0,9 6,7 3,51 4,8 6,01 . 9,01 1,11 8,11 4,31 5,11 8,11 8,11 6,41 6,11 3,5

5,11

8,54 7,44 3,24 1,24 8,65 7,44 7,44 . 3,44 7,54 7,44 5,64 9,54 3,64 0,44 0,84 8,54 9,04

5,54

0,11 6,01 . 8,9 . . 7,9 . . 1,11 9,8 . 4,01 4,01 . . 5,11 .

9,01

8,54 3,24 . 6,24 . . 8,54 . . 3,64 8,24 . 8,54 8,44 . . 3,54 .

5,54

9,21 9,21 3,8 8,9 9,61 5,21 5,11 0,7 9,01 8,11 6,21 6,51 3,21 1,41 9,21 8,61 3,31 7,8

9,21

3,74 3,54 8,24 4,44 3,95 1,74 4,64 1,14 1,74 9,64 2,54 8,84 9,64 1,64 8,74 7,74 2,64 5,94

9,64

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtivitca'l snad( lennois -seforp tutatS

erianetrap ud emoÃlpiD

emoÃlpiD

egAÃ

emmoH

sfitcaib selpuoC

seriadamodbeh liavart ed serueH

stnafne ceva eganeÂm )*( tnafne snas eganeÂm eriaropmet + DDC eriannoitcnof + 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 rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n 7,11

2,11 1,01 1,01 2,7 9,41 4,7 5,7 8,5 3,9 9,9 9,01 8,21 2,01 4,01 3,21 3,31 0,11 0,8

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

7,54 2,24 . 8,24 . 0,54 9,04 . . 7,44 9,14 . 5,54 . 7,14 . 3,44 .

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

1,8 2,6 . 7,5 . 6,5 5,5 . . 5,8 7,4 . 2,7 . 3,6 . 8,7 .

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

0,54 1,64 . 9,24 3,65 3,54 9,24 1,14 7,14 7,64 4,54 8,44 3,74 6,64 6,34 0,44 5,64 2,34

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

7,8 9,9 . 9,6 6,21 9,6 0,7 8,5 3,8 2,9 8,01 5,9 6,9 7,9 5,9 6,8 2,01 8,6

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

8,64 2,64 0,64 3,34 6,16 9,64 1,24 2,24 8,14 2,74 2,64 5,64 8,74 6,54 3,64 6,84 6,64 1,54

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

1,21 9,01 9,11 5,7 1,61 9,7 0,8 8,5 2,01 5,01 3,11 9,41 8,01 8,01 2,41 9,51 7,11 6,8

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

8991 te 6991 Ð snoigeÂr te syap rap ,elailimaf noitautis al te

elpuoc ne sruelliavarT .etpmoc ne sesirp sellennoisseforp seÂtivitca setuot ,senneyom seriadamodbeh selleeÂr liavart ed serueh'd erbmoN .C

4.3A uaelbaT

tartnoc ed epyt el ,lennoisseforp tutats el ,emo à lpid ed uaevin el ,ega à 'l ,exes el noles noititrapeÂR .ecicrexe nielp ed stnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed seÂga à ,fitcaib

Annexes statistiques

476

5,31

2,41 2,11 2,51 2,11 . 3,31 0,01 1,21 0,9 0,01 4,31 1,91 7,21 3,11 0,71 7,51 0,41 0,8

8,63

3,9

016 = 2n 686 = 1n

3,9 1,9 . 4,8 . 4,7 8,7 4,9 . 9,8 0,01 1,9 3,8 9,01 8,8 5,7 5,9 8,9

3,43

6,8

952 = 2n 443 = 1n

3,9 1,6 . 1,8 . 0,01 1,7 . . 9,8 9,5 . 3,01 . 0,5 . 5,8 .

9,9

1,83

5,31 1,21 1,9 5,11 9,81 9,8 9,9 5,21 7,9 3,11 6,41 1,61 1,21 7,41 3,31 8,51 2,41 7,7

3,31

latoT

elail -imaf noitautiS )seÂiralas sel ruop( tartnoc ed epyT

)elapic -nirp eÂtivitca'l snad( lennois -seforp tutatS

erianetrap ud emoÃlpiD

emoÃlpiD

egAÃ

emmeF

seriadamodbeh liavart ed serueH

stnafne ceva eganeÂm )*( tnafne snas eganeÂm eriaropmet + DDC eriannoitcnof + 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 rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .suneter erteà ruop stiudeÂr port tnos eirogeÂtac al ed sfitceffe sel euq eifingis » . « eL .egane  m el snad erianetrap ertua'l ed te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

0,53

8,73 9,83 . 8,63 . . 4,53 . . 1,83 0,93 . 9,83 1,43 . . 3,73 .

1,63

2,01

2,01 4,9 . 6,8 . . 9,6 . . 4,01 9,01 . 5,01 4,7 . . 2,01 .

9931 = 2n 7601 = 1n 3,63

6,43 6,63 3,13 8,43 0,93 5,93 2,33 . 5,03 0,63 0,43 7,33 2,53 3,43 5,53 2,33 6,53 1,23

211 = 2n 001 = 1n

4,51

6,01 3,8 9,8 5,9 4,31 8,6 9,8 . 3,9 9,9 0,9 6,21 1,01 4,01 6,01 0,01 4,01 1,8

683 = 2n 893 = 1n

4,63

1,63 4,73 . 0,53 0,35 8,73 5,43 9,92 1,53 3,63 6,53 2,73 7,43 2,53 7,83 1,83 9,43 0,04

109 = 2n 965 = 1n

1,21

6,51 7,41 . 8,21 5,02 3,11 9,01 1,31 6,9 4,21 1,81 9,71 0,41 1,81 5,41 4,91 4,71 2,7

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

149 = 2n 9111 = 1n

3,04

7,53 9,83 4,53 0,53 . 8,53 3,53 0,43 7,53 7,63 9,53 6,63 1,73 2,53 8,63 4,93 0,63 3,63

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

27 = 2n 98 = 1n

5,21 4,01 6,31 2,01 . 3,11 2,9 2,11 5,01 6,9 4,21 9,51 6,11 0,11 8,31 3,31 4,21 6,8

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

8,53 3,73 8,23 1,53 2,94 5,83 2,43 6,03 4,43 4,63 4,53 3,63 3,53 9,43 1,83 4,73 3,53 7,83

0,04 6,14 . 4,93 . 0,93 7,93 . . 2,04 4,93 . 5,14 . 9,04 . 7,83 .

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

8,33 8,63 . 4,43 . 5,33 3,43 8,23 . 0,63 0,23 7,33 5,33 0,53 7,43 2,43 5,43 4,33

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

1,63 3,93 6,73 7,43 . 3,63 1,53 1,43 0,43 5,63 9,63 3,73 8,73 2,53 3,73 4,04 3,63 8,63

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

sfitcaib selpuoC

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

Tableau A3.5

477

A. ReÂpartition des personnes selon le niveau de « work intensity » du me nage auquel

elles appartiennent. Par pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Indicateur de « work intensity » Nbre trav. < nbre pers. eÂligibles Nbre trav. = nbre pers. eÂligibles

1996 Pays

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

36,9 63,1

36,1 63,9

40,6 59,4

34,9 65,1

33,8 66,2

37,0 63,0

36,8 63,2

21,7 68,3

n1 = 6189 n2 = 8994

n1 = 766 n2 = 962

n1 = 2802 n2 = 2873

n1 = 2621 n2 = 5158

n1 = 7021 n2 = 6580

n1 = 657 n2 = 639

n1 = 2441 n2 = 2055

n1 = 3923 n2 = 3885

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

Tableau A3.5

B. ReÂpartition des meÂnages, comprenant au moins une personne eÂligible, selon leur

niveau de « work intensity ». Par pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Indicateur de « work intensity » Nbre trav. < nbre pers. eÂligibles Nbre trav. = nbre pers. eÂligibles

1996 Pays

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

25,2 64,8

36,4 63,6

39,2 60,8

22,6 67,4

33,7 66,3

37,7 62,3

37,2 62,8

30,9 69,1

n1 = 3234 n2 = 4708

n1 = 438 n2 = 572

n1 = 1489 n2 = 1539

n1 = 1307 n2 = 2596

n1 = 3778 n2 = 3493

n1 = 392 n2 = 391

n1 = 1347 n2 = 1115

n1 = 2039 n2 = 1986

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

Tableau A3.6

A. Proportion des personnes appartenant aÁ un meÂnage comprenant au moins une

personne eÂligible et dans lequel il n'y a aucun travailleur (indicateur « jobless »). Par pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Indicateur « jobless » au niveau individuel

1996 Pays

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

10,1

11,5

15,0

7,0

10,2

12,4

15,0

7,2

n1 = 6189 n2 = 8994

n1 = 766 n2 = 962

n1 = 2802 n2 = 2873

n1 = 2621 n2 = 5158

n1 = 7021 n2 = 6580

n1 = 657 n2 = 639

n1 = 2441 n2 = 2055

n1 = 3923 n2 = 3885

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

Tableau A3.6 B. Proportion des meÂnages comprenant au moins une personne eÂligible et dans lequel il n'y a aucun travailleur (indicateur « jobless »). Par pays et re gions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Indicateur « jobless » au niveau meÂnage

1996 Pays

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

12,4

16,4

17,6

8,4

13,0

16,7

18,4

9,3

n1 = 3234 n2 = 4708

n1 = 438 n2 = 572

n1 = 1489 n2 = 1539

n1 = 1307 n2 = 2596

n1 = 3778 n2 = 3493

n1 = 392 n2 = 391

n1 = 1347 n2 = 1115

n1 = 2039 n2 = 1986

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

478

Annexes statistiques

Tableau A3.7

Population occupeÂe salarieÂe, aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

ReÂpartition selon le sexe, l'aÃge et le niveau de diploÃme, par type de contrat, pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Travailleurs salarieÂs

1996 Pays

Sexe

AÃge

DiploÃme

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

Hommes

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

88,2 4,6 6,8 0,4

83,3 10,3 5,9 0,5

85,9 4,4 9,1 0,6

89,9 4,0 5,9 0,2

88,2 4,2 6,9 0,8

89,6 6,0 4,1 0,4

87,1 3,8 8,2 0,9

88,5 4,1 6,6 0,7

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

Femmes

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

56,5 31,4 6,2 5,9

75,5 16,5 4,3 3,7

55,9 30,8 7,4 5,9

53,0 34,6 6,0 6,4

54,7 30,4 8,4 6,5

69,3 16,0 10,7 4,0

54,2 29,1 8,2 8,4

52,5 33,5 8,1 5,9

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

< 30 ans

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

69,1 11,3 14,4 5,2

69,9 17,9 10,2 2,0

56,1 13,3 21,4 9,2

73,6 10,0 12,4 4,0

62,4 11,3 20,2 6,2

60,5 8,4 26,7 4,5

54,9 10,0 23,0 12,1

65,2 12,0 18,5 4,3

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

30-49 ans

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

76,5 17,3 4,1 2,1

81,1 12,8 4,5 1,6

76,6 16,2 5,6 1,6

75,7 18,6 3,2 2,5

75,4 16,9 5,0 2,7

82,8 10,4 4,9 1,9

75,2 16,0 5,9 3,0

74,3 18,5 4,5 2,7

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

50-64 ans

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

79,3 15,2 4,8 0,7

82,4 10,8 2,0 4,8

77,6 17,9 3,7 0,8

79,7 14,6 5,6 0,1

80,9 16,2 1,3 1,6

84,5 14,4 0,0 1,1

78,7 17,1 2,4 1,8

81,5 16,1 1,0 1,5

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

ens. primaire ou sec. infeÂrieur

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

76,8 14,6 6,3 2,3

75,2 14,6 7,0 3,2

73,6 14,9 8,4 3,1

78,3 14,5 5,4 1,8

75,1 15,0 6,5 3,4

75,9 15,3 7,1 1,8

76,9 13,9 5,6 3,5

73,9 15,6 6,9 3,6

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

76,2 14,0 7,0 2,8

90,8 5,1 2,4 1,7

72,7 15,9 9,7 1,7

75,7 14,4 6,5 3,4

74,0 15,9 7,9 2,2

82,1 9,8 6,7 1,5

73,0 15,0 8,0 4,1

73,3 17,0 8,1 1,6

Total

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

CDI aÁ temps plein CDI aÁ temps partiel CDD aÁ temps plein CDD aÁ temps partiel

73,0 17,7 6,5 2,8

75,2 17,4 5,5 1,9

72,5 16,4 7,5 3,6

72,8 18,6 6,1 2,5

72,0 16,1 8,0 3,9

80,8 8,9 7,6 2,6

68,0 16,3 10,6 5,1

72,3 17,2 6,9 3,6

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

100,0

ens. secondaire supeÂrieur

ens. supeÂrieur

Total

n1 = 2816 n1 = 310 n1 = 1155 n1 = 1351 n1 = 3172 n1 = 289 n1 = 1030 n1 = 1853 n2 = 3799 n2 = 353 n2 = 1118 n2 = 2328 n2 = 2710 n2 = 241 n2 = 796 n2 = 1672

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

 s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

Tableau A3.8

479

Tableau 8 : Population occupeÂe salarieÂe, aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein

exercice. Proportion de salarieÂs sous statut d'emploi preÂcaire, selon le sexe, l'aÃge et le niveau de diploÃme, par pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

SalarieÂs sous statut d'emploi preÂcaire Sexe

AÃge

DiploÃme

Hommes Femmes Total < 30 ans 30-49 ans 50-64 ans ens. prim. ou sec. infeÂrieur ens. secondaire supeÂrieur ens. supeÂrieur

1996 Pays

1998 Flandre

Pays

14,8 24,8 19,1 29,9 15,1 18,8 21,2

Bruxelles Wallonie 14,8 19,2 17,0 28,7 13,9 . .

14,9 24,6 19,3 39,9 14,0 16,2 22,4

14,7 26,0 19,3 26,5 15,9 20,2 20,3

16,0 28,3 21,7 37,6 17,5 21,2 24,9

Bruxelles Wallonie 10,8 21,4 15,8 39,3 12,9 . .

15,7 30,4 22,7 49,1 17,3 14,0 22,6

Flandre 16,8 28,4 22,0 32,7 18,3 22,2 27,3

21,1

11,6

21,4

22,1

21,6

11,2

25,8

21,1

15,3

15,6

15,5

15,0

19,1

17,8

20,5

18,6

n1 = 2816 n2 = 3799

n1 = 310 n2 = 353

n1 = 1155 n2 = 1118

n1 = 1351 n2 = 2328

n1 = 3172 n2 = 2710

n1 = 289 n2 = 241

n1 = 1030 n2 = 796

n1 = 1853 n2 = 1672

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Les « . » signifient que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

Annexes statistiques

480

7,851 4,561 6,831 7,531 0,85 4,16 9,312 4,52 9,07 2,971 0,271 9,56

6,361

5,901 9,721 6,821 1,031 5,53 2,76 0,721 7,08 8,08 6,681 2,221 7,57

8,421

7,433 1,473 9,094 6,093 8,392 2,572 3,664 0,333 0,603 2,334 2,973 3,872

6,763

2,803 3,933 9,124 4,353 5,542 3,352 9,704 4,192 0,182 8,314 4,243 0,472

8,033

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

5,391 9,021 4,611 8,48 0,55 1,441 9,641 7,701 1,88 0,751 1,701 2,611

4,821

0,911 0,621 6,201 3,59 4,35 6,65 4,431 1,85 1,85 8,271 9,221 4,97

9,421

8,553 0,083 3,774 8,253 3,403 3,403 7,564 9,833 7,713 9,884 8,963 9,882

0,673

7,043 8,263 8,114 1,833 2,352 3,852 7,514 4,092 7,972 8,834 6,363 7,772

3,153

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

6,45 3,191 8,342 0,67 9,45 3,55 0,012 2,381 2,07 0,131 9,612 4,75

9,781

6,29 9,401 9,07 7,011 1,28 5,191 0,301 3,141 3,141 5,911 2,411 7,04

8,001

6,543 4,314 9,145 2,743 0,882 1,932 9,884 1,193 5,892 9,504 9,534 9,892

8,404

6,503 6,153 2,604 3,243 9,703 8,503 7,773 5,403 6,203 8,983 5,843 8,262

8,643

epyt enne -tracE -yoM Â syaP

5,961 4,551 2,051 3,811 1,75 0,49 5,591 7,691 5,87 0,961 4,951 0,38

7,551

9,111 4,521 3,011 4,711 1,54 5,18 0,821 0,38 9,69 5,271 8,121 9,47

7,421

0,243 2,973 6,394 9,573 4,692 5,082 6,864 2,833 1,603 0,844 1,183 8,282

1,373

7,913 6,743 1,414 6,743 5,352 6,852 5,804 2,192 3,082 7,714 7,943 5,472

6,933

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

0,231 3,961 6,371 9,051 1,46 5,191 2,602 6,731 2,511 1,162 7,561 3,111

4,071

2,841 0,191 5,071 5,881 1,75 4,94 3,512 1,301 6,411 2,933 6,771 3,111

7,681

0,782 9,643 1,364 6,853 9,782 0,572 2,934 7,023 6,292 7,024 7,253 1,672

2,143

5,892 0,823 0,824 1,533 3,432 1,032 8,593 3,072 7,352 9,534 9,623 1,672

0,123

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

2,43 4,141 2,441 8,411 1,17 1,97 2,091 9,37 2,68 1,881 1,821 6,87

7,151

8,631 5,841 6,471 2,211 1,63 7,54 6,661 1,66 0,54 6,712 0,641 0,67

0,641

9,403 1,763 7,264 6,843 5,782 5,972 2,764 2,703 3,003 8,074 2,163 5,662

2,163

3,443 8,743 5,404 1,823 5,342 9,032 6,214 6,872 4,352 1,534 0,053 2,382

3,543

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

3,321 8,872 9,953 5,59 6,69 7,66 2,923 7,571 8,28 7,031 0,992 2,85

2,862

5,331 0,821 7,241 1,501 4,23 1,93 0,841 8,88 8,55 9,321 4,831 4,69

0,131

5,133 0,024 2,926 0,333 8,592 0,172 7,535 9,833 4,292 3,424 8,334 1,562

1,014

1,993 6,323 8,224 6,323 2,132 6,622 0,963 6,772 0,452 6,543 2,433 7,872

3,423

epyt enne -tracE -yoM Â syaP

6,221 5,471 4,802 5,921 1,86 2,051 2,912 2,021 7,401 2,422 4,471 3,38

0,271

4,341 5,661 5,361 9,841 8,94 4,64 0,681 9,88 4,58 0,262 4,951 3,79

9,261

9,892 5,853 1,384 8,253 2,882 9,572 2,954 2,813 8,492 8,534 5,363 6,372

5,153

1,323 8,333 9,024 6,133 7,532 9,922 4,893 2,372 6,352 9,024 5,533 1,872

1,823

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

eriaropmet + DDC eriannoitcnof + IDC 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 <

eriaropmet + DDC eriannoitcnof + IDC 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 <

latoT

tartnoc ed epyT

lennois -seforp tutatS

emoÃlpiD

egAÃ

semmeF

latoT

tartnoc ed epyT

lennois -seforp tutatS

emoÃlpiD

egAÃ

semmoH

etten eriaroh noitareÂnumeÂr ed neyom xuaT

9.3A uaelbaT

segleb scnarf nE .8991 te 6991 Ð snoigeÂr te syap rap ,tartnoc ed epyt el te lennoisseforp tutats el ,emo à lpid ed uaevin el te ega à 'l ,exes el noles

,eeÂulaveÂotua etten eriaroh noitareÂnumeÂr ed neyom xuaT .ecicrexe nielp ed stnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed eeÂga à ,eeÂiralas eeÂpucco noitalupoP

481  s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

6,153

6,941 3,321 7,411 8,19 5,65 6,611 0,141 6,39 2,99 4,361 9,411 9,89

2,821

8,543 5,273 9,364 5,343 9,592 0,682 9,344 8,213 8,803 2,074 9,663 0,382

9,563

0,78 4,951 0,502 1,89 0,26 4,441 6,961 7,361 2,76 0,421 9,571 6,25

5,651

697 = 2n 0301 = 1n

9,841

9,813 7,953 1,074 3,863 6,282 0,662 6,724 3,513 8,382 0,724 5,363 1,672

2761 = 2n 3581 = 1n 9,031 8,151 6,931 4,331 9,65 6,46 6,081 4,19 2,67 4,181 5,351 0,17

4,771

6,392 8,933 3,454 8,443 6,872 8,752 6,614 4,003 8,182 0,524 1,243 1,672

2,333

4,821 0,541 9,251 5,311 4,86 1,07 5,971 2,27 0,87 4,891 9,631 6,77

6,941

9,423 9,853 9,844 5,633 1,182 2,652 5,734 0,692 1,482 8,854 5,653 3,472

9,353

3,031 4,322 2,503 9,001 9,09 8,75 8,162 4,141 7,67 9,131 8,142 5,18

6,512

8111 = 2n 5511 = 1n 0,753

8,041 9,771 5,371 9,471 1,86 9,451 7,902 9,821 2,711 3,582 5,171 4,69

8232 = 2n 1531 = 1n 4,141

4,623 9,463 2,074 5,753 2,682 6,072 7,234 7,713 0,792 1,134 8,663 1,972

0172 = 2n 2713 = 1n 8,573

8,331 0,241 2,041 8,411 9,65 5,88 9,761 4,99 3,68 0,061 3,441 6,97

142 = 2n 982 = 1n 3,313 4,483 5,794 1,443 9,492 3,962 8,034 0,553 8,303 3,793 2,093 2,682

7,143

latoT

tartnoc ed epyT

lennois -seforp tutatS

emoÃlpiD

egAÃ

semmeF + semmoH

eriaropmet + DDC eriannoitcnof + IDC 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 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

2,961

9,113 4,843 2,664 2,043 1,972 1,652 8,624 8,992 5,282 9,034 4,153 5,572

9973 = 2n 6182 = 1n 3,763

3,431 0,271 6,991 0,241 5,96 1,021 9,402 9,402 2,201 3,732 9,961 3,98

353 = 2n 013 = 1n 1,363 9,173 3,645 6,723 5,972 5,242 7,244 8,603 3,972 7,973 5,783 2,372

482

Annexes statistiques

Tableau A3.10

Population occupeÂe salarieÂe, aÃgeÂe de 16 aÁ 64 ans, hors eÂtudiants de plein exercice.

Proportion de salarieÂs beÂneÂficiant d'un revenu professionnel net supeÂrieur aÁ la moyenne observeÂe dans leur classe d'aÃge et dans leur reÂgion selon le niveau de diploÃme, le sexe et la situation de couple, par pays et reÂgions Ð 1996 et 1998. En pourcentages

Travailleurs salarieÂs

1996 Pays

Diplome de l'ens. primaire ou secondaire max. DiploÃme de l'ens. supeÂrieur

1998

Bruxelles Wallonie Flandre

Pays

Bruxelles Wallonie Flandre

Hommes en couple Hommes pas en couple Femmes en couple Femmes pas en couple

48,3 40,1 11,3 16,9

26,6 46,8 16,4 .

48,5 46,8 15,6 16,6

55,9 37,0 12,2 22,7

45,1 36,4 12,2 18,9

28,7 33,7 13,3 .

52,5 46,3 14,4 21,7

45,8 34,8 12,2 22,3

Hommes en couple Hommes pas en couple Femmes en couple Femmes pas en couple

83,1 74,0 44,5 65,7

69,8 45,2 29,2 .

83,8 . 53,8 54,7

88,3 71,5 47,4 76,2

82,9 77,1 40.0 59,4

72,9 68,5 33,1 .

82,2 65,7 46,8 68,2

84,2 83,9 40,8 65,0

n1 = 2816 n1 = 310 n1 = 1155 n1 = 1351 n1 = 3172 n1 = 289 n1 = 1030 n1 = 1853 n2 = 3799 n2 = 353 n2 = 1118 n2 = 2328 n2 = 2710 n2 = 241 n2 = 796 n2 = 1672

n1 = effectif non pondeÂre ; n2 = effectif pondeÂreÂ. Les « . » signifient que les effectifs de la cateÂgorie sont trop reÂduits pour eÃtre retenus. Calculs : C. Gavray, S. Petit, Universite de LieÁge. Source : PSBH.

483  s sur le marche  du travail en Belgique Facteurs de disparite

0,9

4,9 5,7 4,9 6,8 8,8 2,8 2,9 3,8 7,7 6,9 2,7

6,04

6,8

125 = 2n 785 = 1n

8,8 0,7 0,8 8,8 0,9 7,7 4,8 6,9 6,9 7,8 4,7

5,14

8,9

632 = 2n 803 = 1n

0,9 9,9 2,11 0,01 9,5 8,8 4,01 0,21 9,6 8,01 4,5

0,9

0,11

4,24

0,11 0,01 7,01 1,11 2,21 0,01 4,11 9,11 7,01 5,11 2,9

1,11

6,04

8,14

4,14 0,74 0,04 0,54 1,44 8,44 9,83 7,04 4,74 7,14 3,64

9901 = 2n 628 = 1n 7,9

7,01 2,11 4,21 5,9 2,01 8,9 2,41 1,9 3,3 0,11 2,11

39 = 2n 58 = 1n 0,04

6,04 6,54 1,14 8,04 8,24 7,34 3,93 3,83 5,93 1,14 5,34

843 = 2n 753 = 1n 2,21

0,01 3,7 2,9 2,11 7,8 6,9 1,11 4,7 3,9 0,01 6,8

756 = 2n 483 = 1n

2,14

3,93 4,24 3,83 0,14 7,04 8,24 6,83 3,63 0,04 8,83 5,34

318 = 2n 669 = 1n

4,21 2,11 4,11 1,11 5,41 5,01 2,11 7,41 2,21 7,21 5,9

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

0,04 0,44 4,93 2,14 5,14 3,34 8,83 0,73 1,04 8,93 6,34

4,04 2,44 6,04 4,14 0,24 0,44 0,93 0,83 0,93 0,14 7,24

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

latoT

elail -imaf noitautiS

erianetrap ud emoÃlpiD

emoÃlpiD

egAÃ

enneyom noitubirtnoC

stnafne ceva eganeÂm )**( tnafne snas eganeÂm rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne rueireÂpus .sne .pus .ces .sne .fni .ces uo eriamirp .sne sna 46-05 sna 94-03 sna 03 <

.HBSP : ecruoS .egeÁiL ed eÂtisrevinU ,titeP .S ,yarvaG .C : sluclaC .egane  m el snad erianetrap ertua'l te/uo nu'l ed stnafne sed non uo etpmoc eganeÂm el euq noles )**( .lapicnirp ertit aÁ seeÂiralas emmoc seinifeÂdotua sennosrep sed liavart ed sunever sed elbmesne'l dnerpmoc )*( .eÂreÂdnop fitceffe = 2n ; eÂreÂdnop non fitceffe = 1n

1,64

55 = 2n 17 = 1n

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

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

6991

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

epyt enne -tracEÂ -yoM syaP

1,44 0,45 2,44 5,74 6,84 8,74 0,34 8,54 4,24 6,64 8,44

epyt enne -tracEÂ -yoM sellexurB

8,04 0,44 4,04 4,14 6,24 9,34 6,93 6,83 1,14 4,14 7,14

epyt enne -tracEÂ -yoM einollaW

8,93 0,34 1,04 1,14 7,04 7,34 8,83 9,63 4,83 1,04 8,24

epyt enne -tracEÂ -yoM erdnalF

8991

segatnecruop nE .8991 te 6991 Ð snoigeÂr te syap rap

11.3A uaelbaT

,elailimaf noitautis al te erianetrap ud emo à lpid ed uaevin el ,emo à lpid ed uaevin el ,ega à 'l noles )*( elpuoc ud lennoisseforp unever ua semmef sed enneyom

noitubirtnoC .ecicrexe nielp ed setnaidute sroh ,sna 46 a Á 61 ed eeÂga à ,eÂiralas fitcaib elpuoc ne tnaviv ,eeÂiralas eeÂpucco eninimeÂf noitalupoP

4

ANNEXE

INDICATEURS DE SOUS-EMPLOI Â ET DE RESERVE DE

MAIN-D'êUVRE EN BELGIQUE Á la lecture Aide a

486

Annexes statistiques

A.1 Tableau A4.1 A.

Total population active occupeÂe

: MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail Ð La population active en Belgique Ð donneÂes au 30 juin1999. Â es statistiques Source des donne

B.

Travailleurs aÁ temps partiel involontaire

: MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail Ð La population active en Belgique Ð donneÂes au 30 juin (jusque 1990); ONEm Ð Stat.92 (donneÂes au 30 juin) (jusque 1994 pour les travailleurs aÁ temps partiel involontaire et jusque 1988 pour les programmes de reÂsorption du choÃmage aÁ temps partiel); Forem, Orbem et V.D.A.B.Ð Stat. 92 (donneÂes au 30 juin, aÁ partir de 1995 pour les travailleurs aÁ temps partiel avec maintien de droits) et statistique des plans de reÂsorption du choÃmage aÁ temps partiel (donneÂes au 30 juin aÁ partir de 1989). Â es statistiques Source des donne

C.

PreÂpensionneÂs aÁ mi-temps

: ONEm Ð Statistiques financieÁres 6 publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques Ð donneÂes au 30 juin. Â es statistiques Source des donne

D.

Travailleurs inteÂrimaires

: O.N.S.S. Ð statistique deÂcentraliseÂe par codes employeurs (097 et 497) au 30 juin de chaque anneÂe, de 1981 aÁ 1999. Â es statistiques Source des donne

E.

ChoÃmeurs complets avec dispense ALE (art. 79, 79 bis et 79 ter)

: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques7 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Â es statistiques Source des donne

F.

ChoÃmeurs temporaires

: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð nombre moyen8 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Jusque juin 1998, ces statistiques sont baseÂes sur les payements approuveÂs apreÁs  es statistiques Source des donne

6 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). 7 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). 8 Le est calcule par payement. Avant janvier 1998, ce eÂtait calcule comme le nombre de jours introduits en vue d'une indemnisation diviseÂs par le nombre de jours indemnisables au cours du mois d'introduction. AÁ partir de janvier 1998, le nombre moyen est eÂgal au nombre de jours introduits diviseÂs par le nombre de jours indemnisables du mois de reÂfeÂrence. Par jours indemnisables, on entend tous les jours du mois, aÁ l'exception des dimanches. Le reÂsultat convertit le nombre reÂel de beÂneÂficiaires qui sont indemniseÂs pour un nombre diffeÂrent de jours en un nombre theÂorique de beÂneÂficiaires qui sont tous indemniseÂs pour un mois entier. nombre moyen

nombre moyen

 serve de main-d'úuvre en Belgique Indicateurs de sous-emploi et de re

487

veÂrification par l'ONEm des deÂpenses introduites. AÁ partir de juillet 1998, elles sont extraites par une proceÂdure ameÂlioreÂe, baseÂe sur les payements introduits par les organismes de payement en vue d'une premieÁre veÂrification. AÁ noter que ce changement implique une leÂgeÁre surestimation du nombre reÂel de payements approuveÂs (tous les payements ne sont pas approuveÂs immeÂdiatement en premieÁre veÂrification). L'approche par montants approuveÂs en premieÁre veÂrification impliquait par contre une seÂrieuse sous-estimation du nombre total de payements reÂellement approuveÂs. Les uniteÂs recenseÂes sont des uniteÂs budgeÂtaires (nombres moyens9), qui donnent une meilleure image de la surcapacite existant dans un secteur deÂtermine que le nombre de choÃmeurs exprime en uniteÂs physiques, puisqu'il est tenu compte eÂgalement du nombre de jours de choÃmage temporaire instaureÂs. Pour certaines anneÂes anteÂrieures aÁ 1990, en l'absence de donneÂes reÂgionales relatives au choÃmage temporaire global, des estimations ont eÂte reÂaliseÂes sur base de cleÂs de reÂpartition calculeÂes sur les donneÂes reÂgionales du choÃmage temporaire pour raison eÂconomique et affecteÂes au total du choÃmage temporaire global du pays. G.

Mesures d'activation aÁ temps partiel

: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques10 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Â es statistiques Source des donne

H.

MinimexeÂs beÂneÂficiant d'un programme d'insertion professionnelle (article 60 §7 de la loi organique du 8 juillet 1976 sur les CPAS)

: MinisteÁre des Affaires sociales, de la Sante publique et de l'Environnement Ð donneÂes eÂtablies au 31 deÂcembre (31 mai pour l'anneÂe 1987). Âes statistiques Source des donne

I.

Taux de sous-emploi B.I.T.

Ce taux est obtenu en divisant le total des cateÂgories du sous-emploi par la population active occupeÂe. 9 Le

est calcule par payement. Avant janvier 1998, ce eÂtait calcule comme le nombre de jours introduits en vue d'une indemnisation diviseÂs par le nombre de jours indemnisables au cours du mois d'introduction. AÁ partir de janvier 1998, le nombre moyen est eÂgal au nombre de jours introduits diviseÂs par le nombre de jours indemnisables du mois de reÂfeÂrence. Par jours indemnisables, on entend tous les jours du mois, aÁ l'exception des dimanches. Le reÂsultat convertit le nombre reÂel de beÂneÂficiaires qui sont indemniseÂs pour un nombre diffeÂrent de jours en un nombre theÂorique de beÂneÂficiaires qui sont tous indemniseÂs pour un mois entier. 10 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). nombre moyen

nombre moyen

488

Annexes statistiques

A.2 Tableau A4.2 A.

Sous-emploi B.I.T.

B.

Interruptions de carrieÁre aÁ temps partiel

Les donneÂes figurant dans cette colonne repreÂsentent le total des cateÂgories du sous-emploi deÂtailleÂes dans le tableau relatif aux indicateurs du sous-emploi. : ± Jusque 1996: MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail Ð La population active en Belgique, donneÂes eÂtablies au 30 juin; ± AÁ partir de 1997 : ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat-Info (chapitre 9) Ð uniteÂs physiques11 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Âes statistiques Source des donne

C.

Demandeurs d'emploi exclus Âes statistiques Source des donne

donneÂes eÂtablies au 30 juin. D.

: ONEm Ð Stat. 92 (codes 04+14) Ð

Demandeurs d'emploi aÁ charge du C.P.A.S.

: ONEm Ð Stat. 92 (code 05). Les effectifs de cette cateÂgorie sont deÂnombreÂs au 31 mai de l'anneÂe 1987 et au 31 deÂcembre des autres anneÂes afin de garantir une correspondance avec la statistique des minimexeÂs. Âes statistiques Source des donne

E.

Taux de choÃmage

F.

ChoÃmeurs aÃgeÂs

Ce taux est obtenu en divisant le total des DEI par la population active totale, soit la somme de la population active occupeÂe et des DEI. : ± Jusque 1996: ONEm Ð Stat 92 (code 95) Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin; ± AÁ partir de 1997: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques12 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Âes statistiques Source des donne

G.

CCI dispenseÂs pour raison de difficulteÂs sociales et familiales

: ± Jusque 1996: ONEm Ð Stat 92 (code 95) Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin; Âes statistiques Source des donne

11 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le

courant du mois (d'introduction). 12 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction).

 serve de main-d'úuvre en Belgique Indicateurs de sous-emploi et de re

489

± AÁ partir de 1997: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques13 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. H.

CCI dispenseÂs pour reprise d'eÂtudes ou de formation professionnelle

: ± Jusque 1996: ONEm Ð Stat 92 (code 95) Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin; ± AÁ partir de 1997: ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info 14 Ð uniteÂs physiques Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Âes statistiques Source des donne

I.

Interruption de carrieÁre professionnelle aÁ temps complet

: ± Jusque 1996: MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail Ð La population active en Belgique Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin; ± AÁ partir de 1997 : ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat-Info (chapitre 9) Ð uniteÂs physiques15 Ð donneÂes eÂtablies au 30 juin. Âes statistiques Source des donne

J.

PreÂpension aÁ temps plein

: ± Jusque 1998: MinisteÁre feÂdeÂral de l'emploi et du travail Ð La population active en Belgique Ð donneÂes au 30 juin; ± Pour 1999 : ONEm Ð Statistiques financieÁres publieÂes dans Stat Info Ð uniteÂs physiques16 Ð donneÂes au 30 juin + statistique de la preÂpension pour frontaliers Ð donneÂes au 30 juin. Âes statistiques Source des donne

K.

MinimexeÂs non demandeurs d'emploi

: MinisteÁre des Affaires sociales, de la Santeer publique et de l'Environnement Ð donneÂes eÂtablies au 31 deÂcembre pour le 1 janvier de l'anneÂe suivante (31 mai pour l'anneÂe 1987). Pour les anneÂes anteÂrieures aÁ 1987, en l'absence de donneÂes statistiques, nous avons proceÂde aÁ une estimation des donneÂes sur base d'une extrapolation lineÂaire. Âes statistiques Source des donne

13 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). 14 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). 15 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction). 16 Les uniteÂs physiques correspondent au nombre de payements principaux (hors compleÂments) effectueÂs dans le courant du mois (d'introduction).

490 L.

Annexes statistiques

Service militaire

: Forces armeÂes Ð EÂtat major geÂneÂral Ð donneÂes eÂtablies pour les anneÂes 1987 aÁ 1995 (date d'extinction du service militaire). Pour l'anneÂe 1981, nous avons utilise les donneÂes du recensement geÂneÂral de la population au 1er mars. Pour les anneÂes 1982 aÁ 1986, nous avons proceÂde aÁ des estimations sur base d'une interpolation lineÂaire.  es statistiques Source des donne

M.

Total de la reÂserve de main-d'úuvre

N.

Taux de reÂserve de main-d'úuvre

Correspond aÁ la somme des cateÂgories suivantes: (1) travailleurs en eÂtat de sous-emploi, (2) travailleurs en interruption de carrieÁre aÁ temps partiel, (3) total des demandeurs d'emploi inoccupeÂs inscrits (DEI), (4) total des inoccupeÂs non demandeurs d'emploi. Ce taux est obtenu en divisant le total des cateÂgories de reÂserve de maind'úuvre par la population active totale augmenteÂe du total des inoccupeÂs non demandeurs d'emploi.

491 Â serve de main-d'úuvre en Belgique Indicateurs de sous-emploi et de re

277 362 015 352 945 742 786 442 113 552 167 752 786 092 205 623 253 713 151 423 963 703 924 972 698 652 598 622 853 591 474 561 462 921 252 19 819 19

)h( 7§ 06 elcitra ellennoissef -orp ëtresni'd emgorp nu'd tnaicifeÂneÂb seÂxeminiM

354 4 007 3 111 3 926 2 106 2 652 2 676 1 034 1 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

898 92 277 82 869 63 294 23 286 43 842 63 073 74 659 63 229 53 650 52 345 62 433 43 380 54 054 44 824 84 416 86 354 26 659 65 703 56

642 51 579 11 152 7 150 3 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

663 101 347 401 706 59 979 87 876 67 431 95 014 55 783 36 095 16 258 16 452 85 396 74 702 63 137 72 231 62 009 61 533 61 375 01 493 01

)d( seriami -reÂtni sruel -liavarT

298 245 962 491

537 501 288 101 343 401 243 721 053 141 321 061 132 681 927 422 048 912 342 732 275 222 204 791 606 571 417 451 897 021 069 97 674 05 327 32 712 61

686 3 215 3 703 3 133 3 016 2 107 667 688 158 088 488 401 1 349 597 344 Ð Ð Ð Ð

.d.n .d.n .d.n .d.n 992 2 369 1 683 2 114 3 572 6 766 9 277 11 489 11 896 01 417 31 103 61 120 11 571 01 318 Ð

640 4 729 3 038 3 237 3 187 3 695 3 982 3 281 3 000 3 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

.d.n .d.n .d.n .d.n .d.n 381 51 100 71 107 81 467 71 040 22 765 01 865 8 295 21 921 11 761 6 118 2 633 Ð Ð

1.4A uaelbaT

873 101 285 79 016 001 955 321 341 831 672 241 870 661 137 102 059 491 656 402 943 991 647 571 373 151 670 921 788 79 821 66 569 93 019 22 712 61

379 998 3 213 358 3 113 708 3 879 387 3 466 267 3 217 737 3 618 667 3 815 108 3 633 918 3 045 418 3 292 067 3 699 107 3 307 846 3 335 036 3 489 506 3 160 685 3 243 295 3 584 926 3 111 876 3

» emirP « siolpme )39+08 )28 edoc( etnet )032 ën sroh egamoÃhc sedoc( eriatnolovni -ta'd edoireÂp .R.A( leit leit ud noitproseÂr .tnolovni leitrap spmet ruel tdp leit -rap spmet -rap spmet ed nalp ud erdac leitrap Áa sruelliavart -rap spt aÁ seÂp aÁ senuej aÁ » emirP « el snad leitrap spt aÁ sruel )c( spmet sed latoT -ucco senueJ sed segatS siolpmE spt aÁ siolpmE -liavarT )a( -im aÁ snois eeÂpucco -nepeÂrP )b( eriatnolovni leitrap spmet aÁ sruelliavarT evitca .pop latoT iolpme-suos ed selbarusem tnemeuqitsitats seirogeÂtac tnoD

)g( leitrap spmet )e( .E.L.A aÁ noit )f( ser esnep -avitca'd -iaropmet -sid seruseM sruemoÃhC ceva ICC

2816 698 1 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

syaP

edoireÂP

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ,MEROF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 8,6 6,6 5,6 5,6 8,6 9,6 7,7 6,8 3,8 5,8 2,8 5,7 0,7 2,6 4,5 6,4 6,3 5,2 5,2

iolpme -suos ed )i( seirogeÂtac iolpme sed latoT -suos ed xuaT

eeÂpucco evitca noitalupoP

)sulosba serffihc( )9991-1891( snoigeÂr ses snad te euqigleB ne iolpme-suos ud sruetacidnI

Annexes statistiques

492

519 08 265 67 396 17 028 47 442 48 475 58 965 39 302 801 954 201 810 99 496 69 060 68 570 57 136 26 404 35 028 54 300 63 675 62 165 32

)h( 7§ 06 elcitra ellennoissef -orp ëtresni'd emgorp nu'd tnaicifeÂneÂb seÂxeminiM

165 1 240 1 388 737 397 266 944 513 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

647 8 407 8 696 01 647 9 603 01 163 11 615 41 707 01 029 01 247 7 131 9 849 11 721 21 860 11 176 11 610 71 889 51 774 51 347 51

349 4 549 3 227 2 764 1 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

530 32 094 42 332 32 304 81 230 81 325 21 037 21 758 61 802 71 054 71 876 61 894 21 031 8 183 6 361 6 658 3 519 3 160 2 925 1

)d( seriami -reÂtni sruel -liavarT

022 821 57 45

112 04 374 73 480 43 314 44 311 55 820 16 478 56 423 08 133 47 628 37 588 07 416 16 818 45 281 54 075 53 849 42 001 61 830 9 982 6

361 1 009 786 557 176 622 642 503 582 143 233 463 413 922 541 Ð Ð Ð Ð

.d.n .d.n .d.n .d.n 368 029 241 1 299 1 642 3 910 4 247 3 064 3 381 3 345 3 357 4 997 2 381 2 902 Ð

640 4 729 3 038 3 237 3 187 3 695 3 982 3 281 3 000 3 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

137 1 583 1 240 2 117 2 963 3 959 3 283 4 133 5 823 4 918 6 606 4 743 3 738 3 433 3 337 1 078 26 Ð Ð

840 93 375 63 793 33 856 34 244 45 329 55 401 06 696 27 274 66 746 26 502 26 344 45 484 74 670 83 939 82 972 12 558 31 928 8 982 6

498 871 1 938 661 1 752 451 1 037 941 1 416 631 1 526 131 1 533 631 1 801 841 1 264 841 1 392 151 1 050 831 1 132 621 1 275 501 1 520 501 1 Ð Ð Ð Ð 757 641 1

» emirP « siolpme )39+08 )28 edoc( etnet )032 ën sroh egamoÃhc sedoc( eriatnolovni -ta'd edoireÂp .R.A( leit leit ud noitproseÂr .tnolovni leitrap spmet ruel tdp leit -rap spmet -rap spmet ed nalp ud erdac leitrap aÁ sruelliavart -rap spt aÁ seÂp aÁ senuej aÁ » emirP « el snad leitrap spt aÁ sruel )c( spmet sed latoT -ucco senueJ sed segatS siolpmE spt aÁ siolpmE -liavarT )a( -im aÁ snois eeÂpucco -nepeÂrP )b( eriatnolovni leitrap spmet aÁ sruelliavarT evitca .pop latoT iolpme-suos ed selbarusem tnemeuqitsitats seirogeÂtac tnoD

)g( leitrap spmet )e( .E.L.A aÁ noit )f( ser esnep -avitca'd -iaropmet -sid seruseM sruemoÃhC ceva ICC

991 2 087 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

edoireÂP

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ,MEROF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 9,6 6,6 2,6 5,6 4,7 6,7 2,8 4,9 9,8 6,8 5,8 6,7 8,6 7,5 Ð Ð Ð Ð 1,2

iolpme -suos ed )i( seirogeÂtac iolpme sed latoT -suos ed xuaT

eeÂpucco evitca noitalupoP

einollaW

493 Â serve de main-d'úuvre en Belgique Indicateurs de sous-emploi et de re

733 22 533 12 571 91 082 71 836 91 110 91 883 22 713 92 381 62 242 53 844 23 918 72 238 32 470 22 912 81 099 21 363 51 506 8 333 9

)h( 7§ 06 elcitra ellennoissef -orp ëtresni'd emgorp nu'd tnaicifeÂneÂb seÂxeminiM

705 464 604 992 933 782 312 902 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

114 1 954 1 658 1 094 1 976 1 147 1 942 2 334 1 392 1 259 880 1 933 1 920 2 980 2 739 1 288 2 699 4 726 2 987 3

345 793 491 26 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

434 21 336 21 858 01 775 9 869 9 984 8 210 9 110 01 659 9 716 01 737 9 640 8 874 7 272 6 410 6 342 4 265 5 047 4 388 4

)d( seriami -reÂtni sruel -liavarT

15 23 12 61

849 6 852 6 048 5 638 5 256 7 494 8 419 01 466 71 439 41 376 32 326 12 434 81 523 41 317 31 862 01 568 5 508 4 832 1 166

743 822 302 642 212 55 46 98 96 94 64 252 02 64 92 Ð Ð Ð Ð

842 752 662 572 713 712 382 313 724 056 288 858 576 069 744 1 391 1 214 2 551 Ð

324 135 061 771 082 323 524 736 375 996 386 344 793 643 122 721 9 Ð Ð

039 5 242 5 112 5 831 5 348 6 998 7 241 01 526 61 568 31 572 22 210 02 188 61 332 31 163 21 175 8 545 4 483 2 380 1 166

815 133 797 823 076 823 332 623 657 523 785 723 423 333 399 333 490 933 566 243 877 043 252 043 946 833 094 243 Ð Ð Ð Ð 708 953

» emirP « siolpme )39+08 )28 edoc( etnet )032 ën sroh egamoÃhc sedoc( eriatnolovni -ta'd edoireÂp .R.A( leit leit ud noitproseÂr .tnolovni leitrap spmet ruel tdp leit -rap spmet -rap spmet ed nalp ud erdac leitrap aÁ sruelliavart -rap spt aÁ seÂp aÁ senuej aÁ » emirP « el snad leitrap spt aÁ sruel )c( spmet sed latoT -ucco senueJ sed segatS siolpmE spt aÁ siolpmE -liavarT )a( -im aÁ snois eeÂpucco -nepeÂrP )b( eriatnolovni leitrap spmet aÁ sruelliavarT evitca .pop latoT iolpme-suos ed selbarusem tnemeuqitsitats seirogeÂtac tnoD

)g( leitrap spmet )e( .E.L.A aÁ noit )f( ser esnep -avitca'd -iaropmet -sid seruseM sruemoÃhC ceva ICC

344 29 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

sellexurB

edoireÂP

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ,MEROF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 7,6 5,6 8,5 3,5 0,6 8,5 7,6 8,8 7,7 3,01 5,9 2,8 0,7 4,6 Ð Ð Ð Ð 6,2

iolpme -suos ed )i( seirogeÂtac iolpme sed latoT -suos ed xuaT

eeÂpucco evitca noitalupoP

Annexes statistiques

494

025 061 316 551 186 651 785 251 924 151 671 351 037 471 289 881 017 881 198 981 722 871 055 561 989 751 091 241 537 321 466 601 898 77 170 65 420 95

)h( 7§ 06 elcitra ellennoissef -orp ëtresni'd emgorp nu'd tnaicifeÂneÂb seÂxeminiM

583 2 491 2 228 1 395 1 964 1 703 1 410 1 609 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

147 91 906 81 614 42 652 12 796 22 641 32 506 03 618 42 907 32 263 61 423 61 740 12 729 03 392 13 028 43 617 84 964 14 258 83 577 54

067 9 336 7 533 4 225 1 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

798 56 026 76 615 16 999 05 876 84 221 83 866 33 915 63 624 43 587 33 938 13 941 72 995 02 870 51 559 31 108 8 858 6 277 3 289 3

)d( seriami -reÂtni sruel -liavarT

126 283 371 421

675 85 151 85 914 46 390 77 585 87 106 09 344 901 147 621 575 031 447 931 460 031 453 711 364 601 918 59 069 47 741 94 175 92 744 31 762 9

671 2 483 2 714 2 033 2 727 1 024 654 294 794 094 605 884 906 025 962 Ð Ð Ð Ð

.d.n .d.n .d.n .d.n 911 1 628 169 601 1 206 2 899 4 841 7 666 7 048 6 112 9 101 01 920 7 085 5 944 Ð

.d.n .d.n .d.n .d.n .d.n 109 01 491 21 337 21 368 21 225 41 872 5 877 4 853 8 944 7 312 4 418 1 562 Ð Ð

004 65 767 55 200 26 367 47 858 67 454 87 238 59 014 211 316 411 437 911 231 711 224 401 656 09 936 87 773 06 403 04 627 32 899 21 762 9

813 383 2 348 053 2 490 713 2 813 992 2 784 982 2 301 562 2 196 772 2 661 692 2 393 403 2 284 982 2 408 742 2 080 302 2 386 961 2 092 841 2 Ð Ð Ð Ð 889 131 2

» emirP « siolpme )39+08 )28 edoc( etnet )032 ën sroh egamoÃhc sedoc( eriatnolovni -ta'd edoireÂp .R.A( leit leit ud noitproseÂr .tnolovni leitrap spmet ruel tdp leit -rap spmet -rap spmet ed nalp ud erdac leitrap aÁ sruelliavart -rap spt aÁ seÂp aÁ senuej aÁ » emirP « el snad leitrap spt aÁ sruel )c( spmet sed latoT -ucco senueJ sed segatS siolpmE spt aÁ siolpmE -liavarT )a( -im aÁ snois eeÂpucco -nepeÂrP )b( eriatnolovni leitrap spmet aÁ sruelliavarT evitca .pop latoT iolpme-suos ed selbarusem tnemeuqitsitats seirogeÂtac tnoD

)g( leitrap spmet )e( .E.L.A aÁ noit )f( ser esnep -avitca'd -iaropmet -sid seruseM sruemoÃhC ceva ICC

045 3 420 1 Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð Ð

edoireÂP

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ,MEROF : ecruoS ).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC elbinopsid non : .d.n 7,6 6,6 8,6 6,6 6,6 8,6 7,7 2,8 2,8 3,8 9,7 5,7 3,7 6,6 Ð Ð Ð Ð 8,2

iolpme -suos ed )i( seirogeÂtac iolpme sed latoT -suos ed xuaT

eeÂpucco evitca noitalupoP

erdnalF

551 541 1 257 841 1 061 461 1 296 941 1 670 941 1 524 061 1 038 081 1 558 861 1 055 711 1 504 090 1 353 660 1 110 740 1 453 530 1 267 199 005 059 615 519 627 768 030 557 312 266

013 528 509 848 816 088 163 478 805 368 433 278 727 858 932 018 508 777 528 447 472 737 230 257 385 077 550 267 241 557 240 057 264 837 877 366 592 075

802 053 326 343 650 043 464 923 652 803 733 813 292 743 815 473 986 683 921 083 652 353 655 723 774 403 521 482 891 942 223 402 353 391 637 371 047 451

ED non seÂpucc )m( ervuú'd seÂp -oni sed -niam ed -ucconi latoT evreseÂr latoT al ed latoT

Ð Ð Ð Ð 925 1 852 21 024 72 542 23 417 43 579 73 125 53 097 33 497 03 024 03 840 03 576 92 203 92 039 82 755 82

242 75 803 65 917 65 003 55 251 35 236 74 943 24 724 14 362 24 212 04 087 14 444 14 674 93 819 83 063 83 208 73 442 73 686 63 821 63

)10/10 ua( eriat )ED -ilim non( eciv seÂxem -reS -iniM

810 52 843 22 915 02 163 02 430 12 823 32 355 62 469 82 448 82 431 72 349 71 521 31 762 8 192 4 Ð Ð Ð Ð Ð

668 7 193 7 344 8 891 8 659 6 384 6 519 5 773 5 235 4 007 3 890 3 803 2 883 1 244 Ð Ð Ð Ð Ð

978 8 764 8 894 7 181 61 078 61 604 71 446 42 020 14 570 44 472 63 593 12 272 8 137 2 992 1 Ð Ð Ð Ð Ð

773 231 003 421 157 511 201 59 087 37 767 37 766 47 911 47 291 47 386 17 148 27 066 07 108 56 300 95 482 83 Ð Ð Ð Ð

9,01 6,11 4,21 6,21 9,21 9,21 0,21 3,01 3,9 7,8 3,9 3,01 3,11 6,11 3,21 2,31 2,31 9,11 2,01

201 574 282 505 265 045 798 445 252 555 799 355 534 115 127 534 611 193 696 463 810 483 674 424 601 664 039 774 449 505 027 545 901 545 240 094 555 514

628 12 677 32 646 02 404 71 789 31 638 21 430 21 710 11 694 9 762 9 200 01 584 9 621 9 .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n

955 9 120 11 024 41 935 31 260 01 789 9 961 6 803 3 636 3 764 2 714 2 099 2 315 3 778 3 585 3 .d.n .d.n .d.n .d.n

661 43 370 83 605 93 699 53 910 92 607 72 548 22 715 81 123 71 736 41 855 51 043 61 612 61 498 61 109 51 608 62 012 72 926 22 264 61

096 22 812 02 746 12 610 12 385 61 995 61 394 51 973 11 287 01 104 8 196 8 238 9 122 21 132 61 080 02 446 42 687 62 637 42 140 02

685 32 919 12 466 22 258 22 353 91 961 31 568 11 551 11 676 01 198 9 341 11 375 21 972 31 997 31 334 41 Ð Ð Ð Ð

066 493 270 524 547 654 330 564 792 094 325 694 232 164 076 493 733 253 767 133 626 843 137 583 093 424 600 134 035 554 072 494 311 194 776 244 250 973

277 362 015 352 945 742 786 442 113 552 167 752 786 092 205 623 253 713 151 423 963 703 924 972 698 652 598 622 853 591 474 561 462 921 252 19 819 19

370 65 733 64 399 53 446 03 752 03 033 03 614 13 411 23 393 22 924 12 017 12 055 51 578 7 218 2 Ð Ð Ð Ð Ð

628 811 908 421 621 131 223 431 539 431 364 731 447 541 663 151 960 851 151 361 876 061 759 751 020 651 257 941 605 241 548 631 708 621 021 801 550 09

669 292 513 782 733 382 461 472 575 352 744 852 325 772 648 003 217 903 249 103 559 572 223 252 702 432 787 412 097 081 548 631 708 621 021 801 550 09

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

syaP

seÂpucco seL edoireÂP

)b( leitrap spt aÁ ereÁir )a( -rac ed .T.I.B ëtpur iolpme -retnI -suoS iolpme'd sruednamed noN

seÂpucconi seL

2.4A uaelbaT

mENO )i( )h( )g( )f( )d( snoitacolla )j( telpmoc .sseforp selailimaf )59 SAPC egats sed aÁ tiord nielp spmet noitamrof ed te selaicos edoc( ud )c( ed tnaya spmet aÁ .sseforp uo seduteÂ'd seÂtluciffid seÂgaà egrahc sulcxe edoireÂp ED-non aÁ nois ereÁirrac ed esirper ruop ruop seÂs sruem aÁ ED sel ED sel seÂpuc ne sed latoT -nepeÂrP noitpurretnI seÂsnepsid ICC -nepsid ICC -oÃhC )e( tnod tnod -coni sruel egam IED mENO'l rap serbil -liavart seeÂyap snoitacolla sed aÁ tiord tno iuq iolpme'd sruednamed noN -oÃhc latoT sertuA ED senueJ ED-ICC ed xuaT iolpme'd sruednameD

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ; 1891 sram re1 ua noitalupop al ed lareÂneÂg tnemesneceRÐ.S.N.I ; .T.F.EÐ.S.N.I ; MEROF ; lareÂneÂg rojam tatEÂ Ð seeÂmrA secroF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 2,42 4,42 8,42 7,42 8,42 2,52 5,52 3,52 3,42 9,32 7,32 5,32 4,32 6,22 8,12 1,12 0,02 6,71 6,51

)n( ervuú'd -niam ed evreseÂr ed xuaT

)sulosba serffihc( )9991-1891( snoigeÂr ses snad te euqigleB ne ervuú'd-niam ed evreseÂr ed sruetacidnI

Ð Ð Ð Ð 896 983 4 043 8 238 9 493 01 579 01 727 01 040 01 652 9 120 9 787 8 355 8 913 8 580 8 158 7

)10/10 ua( )ED non( seÂxem -iniM

838 72 474 92 564 82 744 62 325 42 053 12 670 91 510 81 361 71 054 51 180 71 364 61 811 51 907 41 003 41 198 31 284 31 370 31 466 21

974 311 517 311 164 111 259 701 947 99 789 101 845 901 690 911 516 221 587 911 858 411 617 901 065 401 713 89 402 78 067 07 752 56 762 85 053 25

949 734 876 044 456 534 245 924 102 334 513 134 023 434 799 134 385 704 312 983 009 383 431 473 607 763 859 543 032 823 319 703 141 382 544 842 122 022

eriat -ilim eciv -reS

451 143 723 053 625 253 150 543 793 933 411 633 496 033 568 313 797 892 081 482 592 182 890 482 296 092 207 282 628 472 390 262 831 742 968 122 066 691

ED non seÂpucc )m( ervuú'd seÂp -oni sed -niam ed -ucconi latoT evreseÂr latoT al ed latoT

724 43 278 53 485 73 622 93 836 04 858 14 923 54 812 84 440 25 432 55 745 65 717 75 901 95 241 65 643 35 613 84 654 34 901 73 538 13

810 6 337 5 155 5 516 5 053 6 281 7 013 8 250 9 118 8 184 8 118 5 872 4 607 2 193 1 Ð Ð Ð Ð Ð

iolpme'd sruednamed noN

269 3 699 3 834 4 822 4 203 3 801 3 477 2 865 2 348 1 642 1 257 405 283 131 Ð Ð Ð Ð Ð

659 1 360 2 429 1 177 3 621 4 972 4 256 5 449 01 418 11 696 8 641 4 196 1 166 153 Ð Ð Ð Ð Ð

seÂpucconi seL

872 93 775 63 994 33 566 82 211 02 128 91 760 02 764 02 645 02 307 91 497 91 320 91 823 71 275 61 177 01 Ð Ð Ð Ð

2,61 9,61 3,71 1,71 4,71 1,71 3,61 5,41 3,31 5,21 8,21 4,31 4,41 3,41 Ð Ð Ð Ð 2,11

576 722 216 632 560 142 990 732 846 932 721 432 641 122 967 491 281 671 593 461 734 661 283 471 231 681 583 481 226 781 333 191 188 181 206 361 013 441

462 01 927 9 810 9 763 8 912 7 209 6 245 6 254 6 110 6 582 6 493 5 175 5 747 5 .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n

937 4 472 5 345 5 212 5 683 4 823 4 734 3 249 1 902 2 545 1 684 1 639 1 178 1 369 1 347 1 .d.n .d.n .d.n .d.n

031 61 504 61 604 61 491 51 838 31 442 31 870 21 053 01 260 01 850 9 114 8 601 9 070 9 878 8 571 8 124 01 802 9 446 7 965 5

057 7 735 6 329 6 827 5 283 5 160 5 179 4 192 4 613 4 166 3 877 3 753 4 358 5 430 7 370 9 468 01 432 11 151 01 172 8

774 9 400 9 438 7 447 7 732 7 532 4 743 4 602 4 638 3 018 3 826 3 471 4 432 4 450 4 990 4 Ð Ð Ð Ð

813 491 666 402 209 902 334 802 191 312 785 112 057 991 229 571 869 751 668 741 026 051 547 651 579 661 914 461 572 661 840 071 934 161 708 541 074 031

mENO )i( )h( )g( )f( )d( snoitacolla )j( telpmoc .sseforp selailimaf )59 SAPC egats sed aÁ tiord nielp spmet noitamrof ed te selaicos edoc( ud )c( ed tnaya spmet aÁ .sseforp uo seduteÂ'd seÂtluciffid seÂgaà egrahc sulcxe edoireÂp ED-non aÁ nois ereÁirrac ed esirper ruop ruop seÂs sruem aÁ ED sel ED sel seÂpuc ne sed latoT -nepeÂrP noitpurretnI seÂsnepsid ICC -nepsid ICC -oÃhC )e( tnod tnod -coni sruel egam IED mENO'l rap serbil -liavart seeÂyap snoitacolla sed aÁ tiord tno iuq iolpme'd sruednamed noN -oÃhc latoT sertuA ED senueJ ED-ICC ed xuaT iolpme'd sruednameD

146 58 142 48 699 28 505 18 825 47 842 67 231 28 942 19 850 59 063 39 050 78 312 38 681 08 785 47 711 46 613 84 654 34 901 73 538 13

519 08 265 67 396 17 028 47 442 48 475 58 965 39 302 801 954 201 810 99 496 69 060 68 570 57 136 26 404 35 028 54 300 63 675 62 165 32

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

seÂpucco seL edoireÂP

)b( leitrap spt aÁ ereÁir )a( -rac ed .T.I.B ëtpur iolpme -retnI -suoS

088 51 987 31 534 11 176 9 065 9 726 9 750 01 929 9 723 6 510 6 119 5 679 3 939 1 526 Ð Ð Ð Ð Ð

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ; 1891 sram re1 ua noitalupop al ed lareÂneÂg tnemesneceRÐ.S.N.I ; .T.F.EÐ.S.N.I ; MEROF ; lareÂneÂg rojam tatEÂ Ð seeÂmrA secroF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 8,82 0,92 9,82 7,82 3,92 4,92 6,92 5,92 2,82 1,72 0,72 5,62 3,62 9,42 Ð Ð Ð Ð 4,61

)n( ervuú'd -niam ed evreseÂr ed xuaT

einollaW

196 03 629 62 876 62 322 52 892 22 630 32 996 32 159 42 967 62 825 72 933 62 418 52 421 52 157 32 988 02 840 91 540 91 392 71 620 61

ED non seÂpucc )m( ervuú'd seÂp -oni sed -niam ed -ucconi latoT evreseÂr latoT al ed latoT

313 621 638 101 533 521 662 201 128 221 752 201 751 711 907 89 765 511 227 49 706 211 493 29 554 011 338 68 394 901 509 87 816 201 985 57 076 701 776 17 897 401 555 17 345 101 261 37 171 89 150 47 649 301 587 18 692 89 770 08 903 19 023 87 169 59 895 08 171 97 665 07 396 96 063 06

150 8 386 4 297 5 292 6 396 5 112 5 532 4 865 4 719 4 140 5 079 3 556 4 850 5 680 5 411 5 241 5 071 5 891 5 622 5

)10/10 ua( eriat )ED -ilim non( eciv seÂxem -reS -iniM

Ð Ð Ð Ð 282 880 1 337 1 502 2 662 2 295 2 075 2 043 2 581 2 681 2 781 2 981 2 091 2 191 2 291 2

799 5 016 6 588 6 476 7 389 7 673 8 939 8 584 9 633 01 438 01 919 01 827 01 639 01 430 11 003 11 717 11 586 11 409 9 806 8

623 1 021 1 160 1 400 1 060 1 562 1 115 1 446 1 257 1 227 1 072 1 929 485 762 Ð Ð Ð Ð Ð

iolpme'd sruednamed noN

616 635 806 388 889 379 578 433 282 083 303 111 58 25 Ð Ð Ð Ð Ð

712 302 102 323 493 124 666 801 1 992 1 410 1 335 432 421 16 Ð Ð Ð Ð Ð

seÂpucconi seL

484 41 477 31 131 21 740 9 898 5 207 5 047 5 706 5 719 5 549 5 477 6 718 6 251 6 560 5 882 2 Ð Ð Ð Ð

7,71 6,81 7,81 4,81 2,81 5,71 9,51 9,31 6,21 4,11 7,11 2,21 6,21 5,41 Ð Ð Ð Ð 0,11

541 17 043 57 975 57 684 37 424 27 853 96 431 36 459 35 028 84 941 44 612 54 843 74 729 84 430 85 881 95 272 95 355 16 372 35 433 44

588 5 509 8 596 6 131 5 473 4 027 3 534 3 276 2 867 1 581 1 435 2 996 1 069 .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n

346 387 356 055 054 764 14 6 591 6 8 32 82 921 802 .d.n .d.n .d.n .d.n

716 6 267 9 932 8 343 6 801 5 055 4 186 3 330 3 193 2 483 1 596 2 231 2 992 1 333 2 124 2 558 3 465 3 769 2 751 2

923 4 183 3 838 3 208 4 599 3 379 3 225 3 028 1 146 1 981 1 810 1 681 1 860 1 598 2 732 2 975 2 261 3 591 3 745 2

967 4 967 4 006 3 300 3 776 2 915 1 250 1 170 1 748 217 966 858 338 749 1 271 1 Ð Ð Ð Ð

034 55 824 75 209 95 833 95 446 06 613 95 978 45 030 84 149 34 468 04 438 04 271 34 727 54 958 05 853 35 838 25 728 45 111 74 036 93

mENO )i( )h( )g( )f( )d( snoitacolla )j( telpmoc .sseforp selailimaf )59 SAPC egats sed aÁ tiord nielp spmet noitamrof ed te selaicos edoc( ud )c( ed tnaya spmet aÁ .sseforp uo seduteÂ'd seÂtluciffid seÂgaà egrahc sulcxe edoireÂp ED-non aÁ nois ereÁirrac ed esirper ruop ruop seÂs sruem aÁ ED sel ED sel seÂpuc ne sed latoT -nepeÂrP noitpurretnI seÂsnepsid ICC -nepsid ICC -oÃhC )e( tnod tnod -coni sruel egam IED mENO'l rap serbil -liavart seeÂyap snoitacolla sed aÁ tiord tno iuq iolpme'd sruednamed noN -oÃhc latoT sertuA ED senueJ ED-ICC ed xuaT iolpme'd sruednameD

046 22 342 22 688 02 139 81 323 61 737 61 137 71 871 81 685 91 598 91 997 91 918 81 188 71 974 61 885 31 717 11 586 11 409 9 806 8

733 22 533 12 571 91 082 71 836 91 110 91 883 22 713 92 381 62 242 53 844 23 918 72 238 32 470 22 912 81 099 21 363 51 506 8 333 9

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

sellexurB

seÂpucco seL edoireÂP

)b( leitrap spt aÁ ereÁir )a( -rac ed .T.I.B ëtpur iolpme -retnI -suoS

041 2 437 1 983 1 861 1 702 1 202 1 432 1 172 1 648 157 597 265 882 78 Ð Ð Ð Ð Ð

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ; 1891 sram re1 ua noitalupop al ed lareÂneÂg tnemesneceRÐ.S.N.I ; .T.F.EÐ.S.N.I ; MEROF ; lareÂneÂg rojam tatEÂ Ð seeÂmrA secroF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 1,92 1,92 5,82 6,72 5,72 8,62 3,62 5,62 7,42 0,62 4,52 6,42 8,32 5,42 Ð Ð Ð Ð 6,61

)n( ervuú'd -niam ed evreseÂr ed xuaT

Ð Ð Ð Ð 945 187 6 743 71 802 02 450 22 804 42 422 22 014 12 353 91 312 91 370 91 439 81 497 81 456 81 415 81

)10/10 ua( )ED non( seÂxem -iniM

353 12 151 22 264 22 165 22 639 22 170 12 830 91 448 81 381 02 127 91 927 02 623 02 003 91 321 91 649 81 967 81 295 81 514 81 832 81

830 602 289 202 419 102 021 691 902 681 413 391 540 412 174 032 503 732 618 232 950 212 620 291 318 471 681 261 401 141 885 411 250 901 671 89 463 68

398 085 937 285 286 506 428 206 803 006 305 616 550 636 563 726 943 706 225 395 556 775 433 175 794 965 789 145 379 325 663 615 426 884 314 724 992 273

eriat -ilim eciv -reS

023 283 213 693 238 524 234 034 983 924 628 344 002 144 964 714 914 304 869 883 424 483 277 493 068 504 796 793 832 004 307 904 727 014 343 173 572 313

ED non seÂpucc )m( ervuú'd seÂp -oni sed -niam ed -ucconi latoT evreseÂr latoT al ed latoT

476 71 594 51 709 31 375 31 426 31 188 41 237 61 862 81 182 81 139 61 268 01 819 7 799 4 267 2 Ð Ð Ð Ð Ð

882 3 958 2 793 3 780 3 666 2 204 2 662 2 574 2 704 2 470 2 340 2 396 1 129 952 Ð Ð Ð Ð Ð

607 6 102 6 373 5 780 21 053 21 607 21 623 81 869 82 269 03 465 62 617 61 743 6 649 1 788 Ð Ð Ð Ð Ð

516 87 949 37 121 07 093 75 077 74 442 84 068 84 540 84 927 74 530 64 372 64 028 44 123 24 663 73 522 52 Ð Ð Ð Ð

9,6 6,7 8,8 2,9 6,9 0,01 1,9 5,7 7,6 4,6 1,7 4,8 6,9 9,9 Ð Ð Ð Ð 6,9

282 671 033 391 819 322 213 432 081 342 215 052 551 722 899 681 411 661 251 651 563 271 647 202 740 132 115 532 431 952 511 592 576 103 761 372 119 622

776 5 241 5 339 4 609 3 493 2 412 2 750 2 398 1 717 1 797 1 470 2 512 2 914 2 .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n .d.n

771 4 469 4 422 8 777 7 622 5 291 5 196 2 063 1 232 1 619 329 130 1 416 1 587 1 436 1 .d.n .d.n .d.n .d.n

914 11 609 11 168 41 954 41 370 01 219 9 680 7 431 5 868 4 591 4 254 4 201 5 748 5 386 5 503 5 035 21 834 41 810 21 637 8

116 01 003 01 688 01 684 01 602 7 565 7 000 7 862 5 528 4 155 3 598 3 982 4 003 5 203 6 077 8 102 11 093 21 093 11 322 9

043 9 641 8 032 11 501 21 934 9 514 7 664 6 878 5 399 5 963 5 648 6 145 7 212 8 897 7 261 9 Ð Ð Ð Ð

219 441 879 261 149 681 262 791 264 612 026 522 306 602 817 071 824 051 730 341 271 751 418 581 886 112 827 512 798 532 483 172 748 472 957 942 259 802

025 061 316 551 186 651 785 251 924 151 671 351 037 471 289 881 017 881 198 981 722 871 055 561 989 751 091 241 537 321 466 601 898 77 170 65 420 95

350 83 418 03 961 32 508 91 094 91 105 91 521 02 419 02 022 51 366 41 400 51 210 11 846 5 001 2 Ð Ð Ð Ð Ð

204 87 723 28 456 68 224 78 413 68 922 78 674 19 366 39 986 59 380 79 212 39 215 98 579 58 675 28 068 77 588 67 666 17 701 16 216 94

586 481 138 081 254 971 955 371 427 261 264 561 066 771 914 191 860 591 786 881 601 961 092 051 061 631 058 321 580 301 588 67 666 17 701 16 216 94

9991 8991 7991 6991 5991 4991 3991 2991 1991 0991 9891 8891 7891 6891 5891 4891 3891 2891 1891

seÂpucco seL edoireÂP

)b( leitrap spt aÁ ereÁir )a( -rac ed .T.I.B ëtpur iolpme -retnI -suoS iolpme'd sruednamed noN

seÂpucconi seL

mENO )i( )h( )g( )f( )d( snoitacolla )j( telpmoc .sseforp selailimaf )59 SAPC egats sed aÁ tiord nielp spmet noitamrof ed te selaicos edoc( ud )c( ed tnaya spmet aÁ .sseforp uo seduteÂ'd seÂtluciffid seÂgaà egrahc sulcxe edoireÂp ED-non aÁ nois ereÁirrac ed esirper ruop ruop seÂs sruem aÁ ED sel ED sel seÂpuc ne sed latoT -nepeÂrP noitpurretnI seÂsnepsid ICC -nepsid ICC -oÃhC )e( tnod tnod -coni sruel egam IED mENO'l rap serbil -liavart seeÂyap snoitacolla sed aÁ tiord tno iuq iolpme'd sruednamed noN -oÃhc latoT sertuA ED senueJ ED-ICC ed xuaT iolpme'd sruednameD

.B.A.D.V ; MEBRO ; .S.S.N.O ; mENO ; liavart ud te iolpme'l ed lareÂdeÂf ereÁtsiniM ; tnemennorivnE'l ed te euqilbup eÂtnaS al ed ,selaicos seriaffA sed ereÁtsiniM ; 1891 sram re1 ua noitalupop al ed lareÂneÂg tnemesneceRÐ.S.N.I ; .T.F.EÐ.S.N.I ; MEROF ; lareÂneÂg rojam tatEÂ Ð seeÂmrA secroF : ecruoS .).W.R.M Ð .S.E.S( sretyuR .C ,tuffaL .M : sluclaC .elbinopsid non : .d.n 0,12 2,12 1,22 1,22 1,22 8,22 4,32 1,32 4,22 2,22 9,12 0,22 1,22 3,12 Ð Ð Ð Ð 2,51

)n( ervuú'd -niam ed evreseÂr ed xuaT

erdnalF

LISTE DES AUTEURS

Laurence Broze, CORE, Universite  catholique de Louvain et GREMARS, Universite  Lille 3 Isabelle Cassiers, FNRS et IRES, Universite  catholique de Louvain Bart Cockx, IRES, Universite  catholique de Louvain Bernard Conter, SES, Ministe Áre de la Re  gion wallonne et GIRSEF, Universite  catholique de Louvain  conomie, Universite Serge Coulombe, De  partement d'E  d'Ottawa, Canada Olivier Debande, Banque Europe Âenne d'Investissement, Luxembourg Muriel Dejemeppe, Aspirant FNRS et IRES, Universite  catholique de Louvain Marc Demeuse, Service de Pe Âdagogie the Âorique et expe Ârimentale, Universite  de Lie Áge Emmanuel Dhyne, Centre de Recherche Warocque Â, Universite  de Mons-Hainaut Jean-Luc De Meulemeester, Universite  Libre de Bruxelles Vincent Dupriez, GIRSEF, Universite  catholique de Louvain  tude du De Claire Gavray, Service d'E Âveloppement psycho-social, Universite  de Lie Áge Isabelle Guerrero, Universite  de la Me  diterrane  e, Aix-Marseille II, France Jean-Luc Guyot, SES, Ministe Áre de la Re Âgion wallonne Michel Laffut, Universite  de Lie Áge et SES, Ministe Á re de la Re  gion wallonne Se  bastien Laurent, Universite  de Lie Á ge Philippe Ledent, IRES, Universite  catholique de Louvain Christine Mainguet, SES, Ministe Áre de la Re  gion wallonne BenoõÃt Mahy, Centre de Recherche Warocque Â, Universite  de Mons-Hainaut Christian Maroy, GIRSEF, Universite  catholique de Louvain Philippe Monfort, IRES, Universite  catholique de Louvain Jean-Franc Ë ois Orianne, GIRSEF, Universite  catholique de Louvain Sergio Perelman, CREPP, Universite  de Lie Áge Jean Ries, Universite  catholique de Louvain Jorge Rodrigues, ECARES, Universite  Libre de Bruxelles Christine Ruyters, SES, Ministe Áre de la Re Âgion wallonne Gilles Saint-Paul, CEPR, IZA et Universite  de Toulouse 1 Christophe Salmon, Artesia BC

500

Liste des auteurs

Fatemeh Shadman-Mehta, IRES, Universite  catholique de Louvain Henri Sneessens, IRES, Universite  catholique de Louvain et Universite  catholique de Lille  conomie, Universite Jean-Franc Ë ois Tremblay, De  partement d'E  Queen's, Canada Vincent Vandenberghe, GIRSEF, Universite  catholique de Louvain Franc Ë oise Vanderkelen, SES, Ministe Áre de la Re  gion wallonne Bruno Van der Linden, FNRS et IRES, Universite  catholique de Louvain Be  atrice Van Haeperen, SES, Ministe Áre de la Re  gion wallonne Etienne Wasmer, ECARES, Universite  Libre de Bruxelles Marie-Denise Zachary, GIRSEF, Universite  catholique de Louvain

Á TABLE DES MATIERES

Remerciements . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5

Introduction . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7

CHAPITRE 1  du travail en Belgique Dualisme sur le marche  tats-Unis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 19 et aux E  . WASMER S. PERELMAN, J. RODRIGUES, E

1.

INTRODUCTION

2.

ANALYSE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 20

EN COMPOSANTES PRINCIPALES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 22

2.1 Belgique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.2 EÂtats-Unis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.

 QUATION E

4.

 QUATIONS E

5.

CONCLUSION

DE SALAIRES

D'HEURES

26 27

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 28

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 31

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 32

CHAPITRE 2 Â belge Dualisme et transitions individuelles sur le marche du travail . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 35 E. DHYNE, B. MAHY

1.

MOTIVATION

1.1 1.2 1.3 1.4

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 36

Observations . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . EÂvaluation des probabiliteÂs d'eÂquilibre et de transition . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . RoÃle des caracteÂristiques individuelles . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Principes d'estimation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

36 37 38 40

502

2.

Á res Table des matie

 S D'E  QUILIBRE ESTIME  ES ET PROBABILITE

TRANSITIONS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 40

2.1 Population totale . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 40 2.2 Populations segmenteÂes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 42 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 42

2.2.1

PAR

GENRE (ANNEXE 2.1)

2.2.2

PAR

QUALIFICATION (ANNEXE 2.2)

2.2.3

PAR

 APPARTENANCE REGIONALE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 43

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 44

2.3 Population flamande . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 46 3.

CONCLUSION . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

46

CHAPITRE 3  et de  terminants familiaux . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 51 Dualisme, mobilite L. BROZE, C. GAVRAY, CH. RUYTERS

 FLEXION DE RE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52

1.

CADRE

2.

LES

3.

LA

4.

TRANSITIONS

5.

Á LE EXPLICATIF DES POSITIONS ET TRANSITIONS DANS L'EMPLOI SALARIE Â MODE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 52

 ES DONNE

 THODOLOGIE ME

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 53

DE STATUT SOCIOPROFESSIONNEL, DANS ET HORS EMPLOI, ENTRE 1994 ET 1996

Á TRES INDIVIDUELS, DE Â MOGRAPHIQUES ET FAMILIAUX DE PARAME

. . . . . . . . . 54

Á Á RE A LA LUMIE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 59

5.1 DeÂtenir un « bon » emploi.... . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 59 5.2 Accepter un travail aÁ temps partiel... . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 62 5.3 Obtenir un emploi preÂcaire... . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 64 6.

CONCLUSIONS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 67

CHAPITRE 4  le Á rent-elles Les formations professionnelles du FOREM acce à mage en Wallonie ? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 71 la sortie du cho B. COCKX

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 72

1.

INTRODUCTION

2.

LE

CADRE INSTITUTIONNEL

3.

LE

 RITABLE » EFFET DE LA FORMATION : DIFFICULTE  S D'IDENTIFICATION « VE

3.1 3.2 3.3 3.4 3.5 4.

LES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 75 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 79

Le biais d'eÂchantillonnage. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 79 Le biais de seÂlection . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 79 Le biais induit par l'heÂteÂrogeÂneÂite individuelle non observable . . . . . . . . . . . . . . . 80 Le biais induit par la variation de l'impact aÁ travers les participants . . . . . . . . 81 Le biais induit par l'effet du programme sur le comportement des non-participants . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 81  ES ET LA ME  THODE D'ANALYSE DONNE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 82

4.1 Les donneÂes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 82 4.2 La meÂthode . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 86 5.

LES

 SULTATS ET CONCLUSIONS RE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 88

Á res Table des matie

503

CHAPITRE 5  du marche  du travail . . . . . . . . . . 95 Formes d'emplois et flexibilite B. VAN HAEPEREN

1.

INTRODUCTION

2.

CADRE

3.

PANORAMA

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 96

 ORIQUE THE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 97

 DE LA FLEXIBILITE

EN BELGIQUE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 101

3.1 La flexibilite lieÂe aux contrats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 102 3.2 La flexibilite de la dureÂe du travail . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 104 3.3 La flexibilite de l'ameÂnagement du travail. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 110 4.

Á SE SYNTHE

ET PERSPECTIVES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 111

CHAPITRE 6  vs rigidite  : l'Espagne a-t-elle le pire Flexibilite des deux mondes ? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 117 G. SAINT-PAUL

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 118

1.

INTRODUCTION

2.

LA

3.

TAUX

4.

LES

5.

LA

 DES TAUX DE TRANSITION NON-STATIONNARITE

6.

LA

à ÂS DISCRIMINATION ENTRE LES CHERCHEURS D'EMPLOI CHO MEURS ET EMPLOYE

COMPOSITION DE LA FORCE DE TRAVAIL

à DE CHOMAGE

FLUX

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 121

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 122

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 124 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 129 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 133

CHAPITRE 7 Capital humain, emploi et salaire en Belgique  gions . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 137 et ses re S. LAURENT

1.

INTRODUCTION

2.

 CIFICATION SPE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 138 DE LA FONCTION DE SALAIRE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 139

2.1 Le modeÁle de participation au marche du travail . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 140 2.2 L'eÂquation de salaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 140  ES DU PSBH : EMPLOI ET REVENU SALARIAL DONNE

3.

LES

4.

 SULTATS RE

D'ESTIMATION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 141

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 141

4.1 Le modeÁle de participation au marche du travail . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 141 4.2 L'eÂquation de salaire . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145 5.

CONCLUSION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 148

504

Á res Table des matie

CHAPITRE 8  du capital humain en Belgique La rentabilite  gions . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 151 et dans ses re V. VANDENBERGHE, J. RIES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 152

1.

INTRODUCTION

2.

 ES ET PROFILS SALARIAUX DONNE

3.

TAUX

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 156

 DE RENDEMENT INTERNE DE L'INVESTISSEMENT E DUCATIF EN BELGIQUE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 159

3.1 PreÂsentation geÂneÂrale des reÂsultats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.2 Analyse de sensibilite . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.

CONCLUSION . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

161 163 165

CHAPITRE 9  valuation du sous-emploi Tentative d'e  serve de main-d'úuvre latente . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 169 et de la re M. LAFFUT, CH. RUYTERS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 170

1.

INTRODUCTION

2.

CADRE

3.

SOURCES

4.

 VALUATION E

Á Â A Â E DU TRAVAIL DU SOUS-EMPLOI LIE LA DURE

5.

 VALUATION E

 SERVE DE MAIN-D'êUVRE DE LA RE

6.

COMBINAISON

7.

CONCLUSIONS

à CONCEPTUEL DE LA MESURE DU CHO MAGE ET DU SOUS-EMPLOI

 THODES ET ME

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 171

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 173 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 176

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 179

à  SERVE DES TROIS TAUX : TAUX DE SOUS-EMPLOI, TAUX DE CHO MAGE, TAUX DE RE

. . . . . 183

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 185

CHAPITRE 10 Â s lors de l'embauche . . . . . . . . 197 Profils de qualification souhaite J.-L. GUYOT, CH. MAINGUET, F. VANDERKELEN, B. VAN HAEPEREN

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 198

1.

INTRODUCTION

2.

L'EMBAUCHE

3.

PROFILS

 TUDES D'EMBAUCHE ET NIVEAUX D'E

4.

PROFILS

D'EMBAUCHE ET DOMAINES DE FORMATION

5.

 RIENCE ANTE  RIEURE PROFILS D'EMBAUCHE ET EXPE

6.

PROFILS

D'EMBAUCHE ET CONNAISSANCE DES LANGUES

7.

PROFILS

D'EMBAUCHE ET CONNAISSANCES INFORMATIQUES

8.

 SULTATS MISE EN PERSPECTIVE DES RE

9.

CONCLUSIONS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 199 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 201 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 204

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 206 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 207 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 208

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 210

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 214

Á res Table des matie

505

CHAPITRE 11  qualification en cascade ou inade  quation De des qualifications en Belgique ? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 219 M. DEJEMEPPE, B. COCKX, B. VAN DER LINDEN

1.

INTRODUCTION

2.

APPORT

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 220

 DE LA LITTERATURE BELGE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 224

2.1 Quantification du pheÂnomeÁne d'inadeÂquation des qualifications . . . . . . . . . . . 224 2.2 Quantification du pheÂnomeÁne de deÂqualification en cascade . . . . . . . . . . . . . . . 225 3.

 TUDE E

à  S DE SORTIE DU CHO EMPIRIQUE : APPORT DES PROBABILITE MAGE EN WALLONIE

. . . . . . . . . . . . . . 228

3.1 DonneÂes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 229 3.2 DeÂfinitions et hypotheÁses. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 230 3.3 ReÂsultats . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 232

4.

MISE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 232

3.3.1

Á MODE LE

3.3.2

Á LE D'INADE Â QUATION MODE

3.3.3

Á MODE LE

DESCRIPTIF

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 233

 DE DEQUALIFICATION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 233

EN PERSPECTIVE ET CONCLUSION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 234

CHAPITRE 12 Mesurer le capital humain : qu'y a-t-il dans Ãte noire » ? . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 239 la « boõ M. DEMEUSE

1.

INTRODUCTION

2.

LE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 240

CAPITAL HUMAIN : DE QUOI S'AGIT-IL ?

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 241

2.1 Un concept utile . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 241 2.2 Un concept qui repose sur une reÂaliteÂ... difficile aÁ deÂfinir . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 241 2.3 Et donc... difficile aÁ mesurer . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 244 3.

MESURER

à  LE Á VES : UNE TA Á ME LES ACQUIS SCOLAIRES DES E CHE COMPLEXE DANS UN SYSTE

DISPARATE ET SANS PILOTE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 245

3.1 Encore fort peu d'informations preÂcises sur les compeÂtences enseigneÂes aÁ l'eÂcole et acquises par les eÂleÁves . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 245 3.2 Les eÂtudes nationales et internationales . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 247 3.3 Des formations peu ou mal deÂfinies... et de qualite treÁs variable . . . . . . . . . . . 248 3.4 Des parcours scolaires difficiles aÁ eÂtudier en dehors des recensements . . . . 251 4.

MESURER

 E, LES ACQUIS DES ADULTES : UNE APPROCHE PLUS DIRECTE ET PLUS ADAPTE

Á S COU Ã TEUSE MAIS TRE

5.

CONCLUSIONS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 253

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 254

506

Á res Table des matie

CHAPITRE 13  Comparaison internationale de l'efficacite  quite  des syste Á mes d'enseignement . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 259 et de l'e M.-D. ZACHARY, V. DUPRIEZ, V. VANDENBERGHE

1.

INTRODUCTION

2.

ORGANISATION

3.

LES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 260 Á Â DES SYSTEMES EDUCATIFS EN EUROPE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 261

STRUCTURES SCOLAIRES PRODUISENT-ELLES UN EFFET ?

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 264

3.1 DiffeÂrences de niveau entre classes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.2 Origine socioeÂconomique et eÂquiteÂ. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Â MOYEN DE LA CLASSE ET NIVEAU D'E TUDE DES PARENTS

3.2.1

SCORE

3.2.2

MESURE

 DU PROFIL SOCIOECONOMIQUE

3.2.3

MESURE

    SIMULTANEE DE L'EFFICACITE ET DE L'EQUITE

3.2.4

ESTIMATION

4.

CONCLUSIONS

267

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 267

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 268 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 269

 ET COMPARAISON DES INDICES D'EFFICACITE

 RENTS PAYS EUROPE  ENS DE DIFFE

264

  Á  ET D'EQUITE DES SYSTEMES EDUCATIFS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 271

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 275

CHAPITRE 14 Â rieur 279 Concurrence entre institutions d'enseignement supe O. DEBANDE, J.-L. DE MEULEMEESTER

1.

INTRODUCTION

2.

STRUCTURE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 280

Á LE DU MODE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 284

2.1 Comportement des institutions eÂducatives . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.2 Comportements des eÂtudiants . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.3 Structure du jeu . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

284 286 286

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 287

3.

ANALYSE

4.

 SULTATS RE

5.

CONCLUSION . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 290

5.1 Aspects geÂneÂraux . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.2 Les aspects reÂgionaux . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

291 291 292

CHAPITRE 15 Â s . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 301 La formation continue des salarie B. CONTER, CH. MAROY, J.-F. ORIANNE

1.

INTRODUCTION

2.

TYPES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 302

 RATEURS IMPLIQUE  S DANS LES PROGRAMMES DU FONDS SOCIAL EUROPE  EN D'OPE

 VELOPPE ÂS ET NATURE DES PROJETS DE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 304

2.1 OpeÂrateurs et types d'action . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.2 CaracteÂristiques des formations deÂveloppeÂes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

304 305

Á res Table des matie

3.

 VALUATIVE DES RE  ALISATIONS DES PROGRAMMES E

APPROCHE

507

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 307

3.1 Publics beÂneÂficiaires des actions de formation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 308 3.2 Pertinence des formations deÂveloppeÂes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 309 3.3 Pratiques innovantes de formation . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 313 4.

CONCLUSIONS

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 315

CHAPITRE 16 Ã meurs . . . . . . . . 319 L'effet des formations professionnelles de cho B. VAN DER LINDEN

1.

INTRODUCTION

2.

 LE  MENTS E

3.

Á A

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 320

 THODOLOGIQUES ME

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 323

 CONOMIQUE DES FORMATIONS PROFESSIONNELLES PROPOS DE L'EFFET MICROE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . 326

3.1 Effet sur la sortie du choÃmage. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 326 3.2 Effet sur la dureÂe d'embauche . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 328 4.

Á A

5.

CONCLUSIONS

 CONOMIQUE DES FORMATIONS PROFESSIONNELLES PROPOS DE L'EFFET MACRO-E

. . . . . . . . . . . . . . . . . . 330

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 332

CHAPITRE 17 Â enne . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 335 Les leviers de la politique europe I. GUERRERO

1.

INTRODUCTION

2.

LES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 336

 CONOMIES BASE  ES SUR LA CONNAISSANCE RESSOURCES HUMAINES : LA FORCE INVISIBLE DES E

. . . . 338

2.1 Le niveau macro-eÂconomique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 339 2.1.1

LA

2.1.2

 L'E LUCIDATION

CONNAISSANCE COMME FORCE MOTRICE DE L'AVANTAGE CONCURRENTIEL

à  DE LA « BOI TE IMMATERIELLE »

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 339

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 339

2.2 Le point de vue des entreprises . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 340 2.2.1

LE

  DEVELOPPEMENT DES RESSOURCES HUMAINES FAIT PARTIE DES DE CISIONS D'INVESTISSEMENT

2.2.2

LE

 MANQUE D'INFORMATION LIE

2.2.3

LES

ET EXTERNES D'INVESTISSEMENT

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 341

Á OBSTACLES A LA RECONNAISSANCE DES INVESTISSEMENTS EN RESSOURCES HUMAINES COMME ACTIFS :

CERTAINS ASPECTS COMPTABLES

3.

LES

. . . . . . . . . 340

   AUX VALEURS IMMATERIELLES PEUT DE FORMER LES DECISIONS INTERNES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 341

Á Â ES A Â RER LE DE Â VELOPPEMENT DES RESSOURCES HUMAINES APPROCHES DESTINE CONSIDE

 RIEL COMME UN INVESTISSEMENT IMMATE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 343

3.1 Une tentative pour deÂfinir et classer les biens immateÂriels . . . . . . . . . . . . . . . . . . 343 3.2 La connaissance consideÂreÂe comme un investissement au niveau macro-eÂconomique. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 345 3.2.1

CAPITAL

INTELLECTUEL

3.2.2

CAPITAL

HUMAIN

3.2.3

CAPITAL

SOCIAL

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 345

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 345

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 345

3.3 La connaissance consideÂreÂe comme un actif de l'entreprise . . . . . . . . . . . . . . . . . 346 3.3.1

RECHERCHE

3.3.2

LA

3.3.3

CAPITAL

 ET DE VELOPPEMENT

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 346

 FORMATION PROFESSIONNELLE ET LE DE VELOPPEMENT DES RESSOURCES HUMAINES

ORGANISATIONNEL ET STRUCTUREL

. . . . . . . . . . . . . . . . 346

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 347

508

4.

Á res Table des matie

UN

CADRE POLITIQUE POUR PROMOUVOIR L'INVESTISSEMENT EN RESSOURCES HUMAINES

. . . . . . . . . . . . 347

4.1 Le deÂveloppement des ressources humaines comme strateÂgie d'entreprise (la dimension manageÂriale) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2 L'ameÂlioration de l'acceÁs aux marcheÂs financiers (la dimension financieÁre) . 4.3 Le renforcement de l'emploi et de la croissance par le deÂveloppement des ressources humaines (la dimension fiscale) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.4 Le deÂveloppement des meÂcanismes de cofinancement pour la formation tout au long de la vie (la dimension sociale) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 5.

CONCLUSION . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

348 349

350

351 352

CHAPITRE 18 Â terminants de la distribution spatiale Quelques de du capital humain . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 355 PH. MONFORT

1.

INTRODUCTION

2.

QUELQUES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 356

ÂS FAITS STYLISE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 359

2.1 Europe des 15 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Â DUCATION D'E

2.1.1

NIVEAU

2.1.2

RECHERCHE

 ET DE VELOPPEMENT, INNOVATION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 361

2.2 Belgique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.

 PONSES DE LA THE  ORIE E  CONOMIQUE RE

QUELQUES

PRINCIPES

3.1.2

 DISPARITE S

3.1.3

EXEMPLE

3.2.1

PRINCIPES

3.2.2

APPLICATION

3.2.3

EXEMPLE

FONDAMENTAUX

363

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 363

 REGIONALES ET APPLICATION AU CAPITAL HUMAIN

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 365

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 366

3.2 EÂconomie geÂographique. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

4.

362

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 363

3.1 TheÂorie de la croissance endogeÁne . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 3.1.1

359

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 359

FONDAMENTAUX

369

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 369

AU CAPITAL HUMAIN

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 371

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 372

CONCLUSION . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

375

CHAPITRE 19  flexions sur la persistance du cho à mage en Wallonie Re et en Flandre . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 379 H. SNESSENS, F. SHADMAN-MEHTA

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 380

1.

INTRODUCTION

2.

 LE  MENTS E

3.

ANALYSE

4.

 SINDUSTRIALISATION ET AJUSTEMENT RE  GIONAL DE

5.

CONCLUSIONS

 THODOLOGIQUES ME

EMPIRIQUE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 382

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 385 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 387

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 390

Á res Table des matie

509

CHAPITRE 20  s re  gionales de la croissance . . . 395 Capital humain et disparite PH. LEDENT, CH. SALMON, I. CASSIERS

1.

INTRODUCTION

2.

 DISPARITE S

3.

LE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 396

 STRUCTURELLES OU DIFFE RENCES DE PERFORMANCES ? L'ANALYSE

 S RE  GIONALES CAPITAL HUMAIN, FACTEUR DE DISPARITE

SHIFT-SHARE

. . . . . . . . . . 397

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 399

3.1 L'eÂducation et le niveau des diploÃmes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 399 3.2 La Recherche et DeÂveloppement (R&D) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 403

4.

5.

FINANCEMENT

 PRIVE

3.2.2

FINANCEMENT

PUBLIC

D'AUTRES

4.1 4.2 4.3 4.4

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 404

3.2.1

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 405

 S RE  GIONALES FACTEURS D'EXPLICATION DES DISPARITE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 405

L'investissement . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 405 Les facteurs naturels . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 407 Le marche du travail . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 408 Le roÃle des pouvoirs publics . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 409

CONCLUSION

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 410

CHAPITRE 21 Â gionale : Capital humain et convergence re l'exemple du Canada . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 413 S. COULOMBE, J.-F. TREMBLAY

1.

INTRODUCTION

2.

LE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 414

à Á LES DE CROISSANCE ROLE DU CAPITAL HUMAIN DANS LES MODE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 415

2.1 La part de la reÂtribution du capital . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 415 2.2 EÂconomie ouverte et financement externe . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 416 3.

CONVERGENCE

DU CAPITAL HUMAIN ET DU REVENU

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 418

3.1 Examen sommaire des donneÂes sur le capital humain et convergence-sigma . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 418 3.2 Convergence-beta du capital humain . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 420 3.3 Comparaison de la vitesse de convergence du revenu et du capital humain . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 424 4.

ESTIMATION

5.

LA

6.

CONCLUSION

 LASTICITE  DU REVENU NATIONAL AU CAPITAL HUMAIN DE L'E

Á CONTRIBUTION DU CAPITAL HUMAIN A

 GIONALE LA CONVERGENCE RE

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 425

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 428

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 430

510

Á res Table des matie

ANNEXES STATISTIQUES

. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 433

ANNEXE 1  s sur le marche  du travail. Indicateurs de disparite  ennes. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 435 Comparaisons europe

ANNEXE 2  sultats comparatifs des e  tudes internationales Re  matiques sur l'apprentissage des sciences, des mathe  hension a Á la lecture . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 447 et compre

ANNEXE 3  s sur le marche  du travail Facteurs de disparite en Belgique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 453

ANNEXE 4 Â serve de main-d'úuvre Indicateurs de sous-emploi et de re en Belgique . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 485

Liste des auteurs . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 499