DOCUMENT DE TRAVAIL FLORENT FREMIGACCI YANNICK L HORTY N 51. novembre 2005

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1 DOCUMENT DE TRAVAIL LA QUALITÉ DE L EMPLOI L EN FRANCE : TENDANCE ET CYCLE FLORENT FREMIGACCI YANNICK L HORTY N 51 novembre 2005 «LE DESCARTES I» 29, PROMENADE MICHEL SIMON NOISY-LE-GRAND CEDEX TÉL FAX MÉL. hp://

2 La qualié de l emploi en France : endance e cycle FLORENT FREMIGACCI EPEE-Universié d Évry-Val d Essonne YANNICK L HORTY EPEE-Universié d Évry-Val d Essonne DOCUMENT DE TRAVAIL N 51 Novembre 2005

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4 LA QUALITÉ DE L EMPLOI EN FRANCE : TENDANCE ET CYCLE Floren Fremigacci, Yannick L Hory RESUME Une définiion de la qualié de l emploi a éé proposée par la Commission européenne e adopée par le Conseil européen de Laeken en décembre L obje de cee éude es d appliquer cee définiion mulidimensionnelle e relaive sur des données françaises couvran la période Après avoir consrui dix indicaeurs représenaifs de chacune des dix dimensions de la qualié de l emploi, nous les synhéisons à l aide de plusieurs indicaeurs composies esimés à l aide de echniques saisiques inspirées de l analyse conjoncurelle. On applique des décomposiions cycle-endance e l analyse en faceurs communs, afin de déerminer les propriéés emporelles de ces indicaeurs synhéiques. Deux résulas paraissen robuses à une grande variéé de echniques e de ess. 1) La qualié de l emploi définie selon Laeken a une allure procyclique ; elle s améliore sysémaiquemen avec les embellies conjoncurelles. 2) Elle augmene de façon endancielle. Mos-clefs : Qualié de l emploi, modèle à faceurs communs, décomposiion cycle-endance.

5 Employmen Qualiy in France: Trend and Cycles Absrac Employmen Qualiy has been defined by he European Commission and ha definiion has been approved by he European Council a he Laeken submi in December The aim of our sudy is o apply Laeken mulidimensional and relaive definiion of employmen qualiy on French daa covering he period. We firs buil en aggregaed key indicaors o measure he en dimensions of Laeken employmen qualiy. Then we use several echniques o resume hese se of informaion wihin a composie indicaor, applying rend-cycle decomposiions and common facor models. Two main resuls are emerging robusly. Firs, employmen qualiy in France, using he Laeken definiion, is a pro-cyclical variable, i becomes beer wihin economic growh. Second, employmen qualiy is improving in he long run. Key words: Employmen qualiy, common facor models, rend-cycle decomposiions. JEL Classificaion: J23, J62, J81

6 INTRODUCTION 1 Si l on souhaie mesurer la qualié des emplois, une première démarche es de quesionner direcemen les individus sur leur saisfacion à ravailler. Sur la base de ces jugemens subjecifs, on peu ensuie ener de consruire des indices synhéiques à un niveau agrégé. Cee démarche a éé iniiée par Jencks e alii (1988) sur données canadiennes. Une deuxième approche, plus indirece, consise à sélecionner e à ener de mesurer les différens déerminans de la qualié des emplois. On défini alors un bon emploi à l aide d une combinaison d aribus qualiaifs. En praique, on peu s appuyer sur de nombreuses éudes pour circonscrire les dimensions essenielles de la qualié de l'emploi, avan de les objeciver à l aide de plusieurs sources saisiques. Cerains ravaux meen en avan les caracérisiques spécifiques du pose de ravail (niveau de rémunéraion, sabilié du conra de ravail, horaires, qualificaions requises, ec.) e d aures insisen sur l'environnemen de ravail au sens large (condiions de ravail, accès à la formaion, perspecives de carrière, ec.). Cee démarche objecive es fréquemmen uilisée en comparaison inernaionale, en pariculier par l Organisaion inernaionale du Travail auour de la hémaique du ravail décen. Si l on se réfère par exemple à l éude comparaive de Ghai (2003), la France serai en médiocre posiion en ce qui concerne les dispariés enre hommes e femmes, le dialogue social, le aux d acivié e le aux de chômage, mais elle obien un bon classemen en ermes de proecion sociale. Ces deux démarches, subjecives e objecives, ne son pas complèemen indépendanes dans la mesure où la saisfacion des individus es sensible à de nombreux élémens maériels, même si elle conien une informaion spécifique. Sur données américaines, Freeman (1978) me en évidence une relaion inverse enre l affiliaion syndicale e la saisfacion au ravail e une coïncidence enre mobilié e insaisfacion. Hamermesh (1999) éudie la sensibilié de la saisfacion des ravailleurs au niveau de rémunéraion relaivemen au niveau d éducaion. Sur des données brianniques, Clark (2001) monre que le salaire e la sécurié de l emploi condiionnen la saisfacion des individus. Avec le panel européen, Diaz-Serrano e Cabral Vieira (2005) insisen sur les différences enre les bas salaires e les haus salaires dans les déerminans de la saisfacion. Dans le cas de la France, l approche subjecive ne peu pas êre mise en œuvre car les enquêes saisiques publiques sur l emploi ne comporen pas de quesions de saisfacion. Le panel communauaire européen y remédie sur un pei échanillon mais les données ne son disponibles que depuis 1994, ce qui donne un recul insuffisan pour se prononcer sur l évoluion en longue période de la qualié de l emploi. Seule l approche objecive peu êre implémenée mais elle pose, ici comme ailleurs, un problème imporan : puisqu il exise un grand nombre de crières qualiaifs qui peuven conribuer à la saisfacion de l emploi, il y a une infinié de combinaisons e de pondéraions possibles enre ous ces aribus. Commen éablir la lise des aribus de la qualié de l emploi? Une réponse explicie à ce ype de quesion es fournie par la définiion de la qualié de l emploi adopée par le Conseil européen à Laeken en décembre Proposée par la Commission en juin 2001, la définiion de Laeken pore sur dix dimensions de la qualié qui 1 EPEE-Universié d Évry-Val d Essonne, 4 bd F. Mierrand, Evry Cedex. Correspondance : Cee éude a bénéficié des remarques de Lucie Davoine, Chrisine Erhel, Michel Gollac, Jacques Freyssine, Ferha Mihoubi, Pierre Ralle ainsi que des paricipans aux journées «Qualié de l emploi» organisées au Cenre d éudes de l emploi, les 19 e 20 ocobre 2005.

7 son assories d indicaeurs clés e d indicaeurs de conexe qu il es recommandé d évaluer à l aide de sources saisiques sandardisées. La qualié de l emploi es présenée comme un concep relaif e mulidimensionnel qui couvre à la fois les caracérisiques des emplois e le conexe du marché du ravail en prenan en compe le poin de vue des employeurs e celui des salariés. Les différenes dimensions poren sur l accessibilié des emplois, les perspecives de mobilié sociale, de qualificaion e d ascension salariale, les discriminaions enre les sexes, selon l âge, la naionalié ou le handicap, la sané e la sécurié au ravail, le recours au emps pariel e au conra à durée déerminée, la capacié des emplois à ne pas déséquilibrer la vie familiale, la qualié du dialogue sociale e l efficacié du ravail mesurée pas la producivié. L idée es bien de quanifier, auan que possible, ous ces élémens y compris les plus qualiaifs. Les indicaeurs de Laeken fournissen une définiion de référence de la qualié de l emploi qui a l avanage appréciable d avoir fai l obje d un accord poliique enre l ensemble des pays européens. Cee définiion es régulièremen uilisée en comparaison européenne dans les ravaux d Eurosa e dans les rappors annuels sur l emploi en Europe qui coniennen depuis 2001 un chapire raian exclusivemen ou presque de qualié de l emploi. À nore connaissance, les indicaeurs de Laeken n on ouefois pas éé esimés dans une dimension emporelle suffisammen longue pour en documener les propriéés endancielles e cycliques. La place de la qualié de l emploi dans les sommes européens Il semble que le hème de la qualié de l emploi fasse l obje d un inérê pro-cyclique de la par des différens Conseils européens. Il es devenu prioriaire à la fin de la période de croissance fore de la deuxième moiié des années quare-ving-dix e semble en recul aujourd hui. Alors que la sraégie européenne pour l emploi mise en œuvre après le somme de Luxembourg de 1997, vise principalemen la baisse du aux de chômage e la hausse des aux d emploi, la noion de qualié de l'emploi joue un rôle cenral lors du Conseil européen de Lisbonne de mars La sraégie de Lisbonne fixe l objecif de faire de l'europe «l'économie de la connaissance la plus compéiive e la plus dynamique au monde, capable d'une croissance économique durable accompagnée d'une amélioraion quaniaive e qualiaive de l'emploi e d'une plus grande cohésion sociale». La qualié de l emploi a éé ensuie présenée comme l un des objecifs prioriaires lors du Conseil de Nice en décembre Elle es devenue un objecif horizonal général lors du Conseil européen de Sockholm en mars En décembre 2001, la définiion mulidimensionnelle de la qualié de l emploi, proposée par la commission six mois plus ô e assorie de proposiions d indicaeurs e de sources saisiques, es adopée lors du somme de Laeken. Depuis, le hème semble en pere de viesse. Il représene une par de plus en réduie des rappors annuels sur l emploi en Europe don il occupai un chapire enier en Le Conseil européen de Barcelone de mars 2002 idenifie ce domaine comme éan l un de ceux requéran une impulsion spéciale. Le Conseil de Bruxelles de mars 2005 dresse un «bilan miigé» de la sraégie de Lisbonne e propose un «recenrage des prioriés sur la croissance e l emploi». L obje de cee éude es de mere en œuvre les indicaeurs de Laeken sur données françaises en longue période ( ). Les quesions auxquelles nous voulons répondre son les suivanes : quelles son les évoluions endancielles e conjoncurelles de la qualié de l emploi lorsqu elle es mesurée pas les indicaeurs de Laeken? Y a--il une dégradaion srucurelle de la qualié de l emploi ou au conraire une amélioraion? Pourquoi? Quelles relaions la qualié de l emploi enreien-elle avec la conjoncure? Dans la mesure où les dix indicaeurs clés e les indicaeurs de conexe qui les accompagnen son des données quaniaives qui permeen de consruire des séries emporelles, il es envisageable de fabriquer des indicaeurs composies de la qualié de l emploi permean de répondre à oues ces quesions. 6

8 Une première secion décri les dix dimensions de la qualié de l emploi. Une deuxième secion présene les indicaeurs synhéiques issus de différenes echniques d agrégaion. 1. LES COMPOSANTES DE LA QUALITÉ DE L EMPLOI Dans la communicaion iniulée «Poliiques sociales e de l emploi : invesir dans la qualié» (2001), la Commission européenne précise le conenu des dix dimensions de la qualié de l emploi. Chaque dimension se décline sous la forme d indicaeurs clés e de conexe (à l excepion de deux dimensions ou les indicaeurs clés ne son pas précisés). Au oal, rene e un indicaeurs son nécessaires pour esimer la qualié de l emploi. Dans cee première secion, nous présenons le conenu de chacune des dix dimensions e les résulas de l évaluaion des indicaeurs correspondans sur les données françaises, ou en soulignan à chaque fois les limies de l exercice. L esseniel des indicaeurs es esimé avec les enquêes «Emploi» de l Insee, qui corresponden à la version française de l enquêe communauaire sur les forces de ravail. Nous avons égalemen mobilisé les Compes Naionaux annuels (producivié, dimension n 10), ainsi que les saisiques de la Dares (pouvoir d acha du salaire minimum e aux de salaire horaire ouvrier, dimension n 8) e de la Cnam-TS (congés maladie e accidens du ravail, dimension n 4) Qualié inrinsèque de l emploi : un indice de l ascension salariale La première dimension es iniulée «la qualié inrinsèque de l emploi» e pore sur la rémunéraion. L indicaeur clé recommandé par la Commission peu êre exprimé de façon synhéique en calculan les chances d accéder à l emploi e celles de passer à un décile de salaire supérieur lorsque l on es iniialemen sous le salaire médian (moyenne pondérée des aux de ransiion de d1 à d2, de d2 à d3, de d3 à d4 e plus). L idée n es pas de mesurer des hausses relaives de salaires ou des déformaions des inégaliés salariales, mais de mesurer des hausses significaives de pouvoir d acha. C es pourquoi nous avons réropolé le niveau des déciles de 2002, pour les appliquer jusqu en 1982 en uilisan l indice des prix à la consommaion, pour avoir une srucure consane en pouvoir d acha. L indicaeur clé exprime ainsi les chances d accès au salaire ou d ascension salariale pour les bas salaires. Il s agi en fai d un indice de mobilié salariale. La série es volaile avan 1990 car le salaire dans l enquêe Emploi n es pas codé comme une variable coninue e que nous avons du impuer la valeur médiane de chaque classe à l ensemble de ses membres. Globalemen, l indice apparaî croissan sur les ving années (graphique 1). Si une moindre ascension salariale es percepible au débu des années quare-ving-dix, l indicaeur connaî une amélioraion sensible par la suie, laissan ainsi enrevoir une ceraine sensibilié aux inflexions conjoncurelles. En 2002, un adule sur cinq voi sa siuaion s améliorer par rappor à l année précédene (reour à l emploi ou changemen de décile de rémunéraion). Ce aux n a jamais éé aussi élevé sur les ving dernières années. La plupar des éudes sur la mobilié salariale (Amossé (2003), Germe (2003)) concluen, pour leur par, à une relaive sabilié dans le emps. 7

9 1.2. Qualificaion e éducaion : l accès à la formaion Permere aux individus de faire valoir leurs compéences e de les améliorer grâce à une éducaion e une formaion adapées ou au long de la vie es une aure dimension essenielle de la qualié du ravail. Pour l appréhender, la Commission recommande de calculer le pourcenage de la populaion en âge de ravailler paricipan à des mesures d'éducaion e de formaion, iniiale ou coninue. Le calcul révèle la rès faible paricipaion aux programmes d éducaion e de formaion (enre 2 e 3,5 %) de la populaion en âge de ravailler en France 2. Deux phases peuven néanmoins êre disinguées (graphique 1). La première, qui s éend de 1982 à 1990, correspond à une hausse sensible du aux de paricipaion. Cee augmenaion peu êre reliée à la mise en place de poliiques publiques adapées visan à développer la formaion professionnelle coninue. Cions, par exemple, la loi du 24 février 1984 sur le financemen du Congé Individuel de Formaion e son exension aux salariés d enreprises de moins de dix salariés ou les accords du 2 mars 1990 qui reconnaissen le droi au CIF pour les ravailleurs en CDD. La seconde phase ( ) s apparene à une période de sabilié du aux de paricipaion qui s éabli durablemen au dessus de 3 %. En oure, le calcul des indicaeurs de conexe révèle que les aux de paricipaion varien considérablemen selon le genre, l âge, le niveau d éducaion e la siuaion de l emploi. Ces derniers on ainsi considérablemen augmené pour les femmes (passan de 1,8 % en 1982 à 3,6 % en 1994) avan de se sabiliser par la suie. En revanche, les aux masculins, qui on égalemen connu une hausse sensible enre 1982 e 1990 (de 2,5 % à 3,5 %), ne cessen de décroîre depuis lors (environ 2,8 % en 2002). Depuis 1993, le aux de paricipaion des femmes es sensiblemen supérieur à celui des hommes mais n en demeure pas moins inférieur à la moyenne européenne (8,5 % en 2002) 3. La paricipaion des individus aux programmes d éducaion e de formaion décroî égalemen avec l âge. Relaivemen faible pour les ans (0,8 %), elle l es encore davanage pour les ans (0,2 %). En consane augmenaion depuis 1982, le aux de paricipaion des ans s es, pour sa par, sabilisé auour de 8% à parir de Enfin, les individus ayan un réel besoin en formaion (inacifs, chômeurs, personnes peu diplômées) son paradoxalemen ceux don les aux de paricipaion son les plus faibles Égalié enre les hommes e les femmes : les écars de salaires La promoion de l égalié des chances enre hommes e femmes consiue une dimension de la qualié en an que «principe direceur de la modernisaion du modèle social européen». Mais l analyse e l inerpréaion des différens ypes de discriminaion selon le genre nécessie de prendre un cerain nombre de précauions. La principale difficulé demeure de raisonner oues choses égales par ailleurs. Les résulas observés (écars de salaires, répariion en emplois ) peuven relever d évenuelles différences de doaions en caracérisiques producives ou de différences iner-individuelles en caracérisiques non 2 Compe enu du découpage en classes proposé par la Commission, nous avons impliciemen considéré que la populaion en âge de ravailler recouvrai les ans. 3 À ce suje, la Commission souligne l exisence «d écars imporans enre Éas membres ( ) le aux de paricipaion en 2002 éan inférieur à 5 % en Grèce, en France, au Porugal, en Ialie e en Espagne mais supérieur à 16 % au Royaume-Uni, au Danemark, en Suède, en Finlande e aux Pays-Bas». 8

10 producives (le genre en l occurrence). Seules ces dernières relèven de discriminaions pures. L indicaeur clé proposé par la Commission es le rappor d'un indice des rémunéraions horaires des femmes à celui des hommes pour des employés occupés quinze heures ou plus par semaine. La mise en œuvre de ce indice suggère une nee amélioraion de la siuaion relaive des femmes (graphique 1), mais il s agi là d une mesure agrégée qui peu refléer aussi bien de moindres discriminaions que des changemens enre hommes e femmes en maière de doaions en caracérisiques producives ou de srucures des emplois occupés. Si les femmes son de plus en plus présenes sur le marché du ravail, la majorié de leurs emplois rese concenrée dans le seceur des services (l écar de aux d emploi enre hommes e femmes aeignan 60 % pour le méier d ouvrier) e regroupée sur un pei nombre de professions déjà foremen féminisées (chez les employés, le aux d emplois féminin es supérieur de 50 % au aux masculin). En dépi d une diminuion consane de l écar observé sur la période de référence, les femmes resen significaivemen sous représenées dans les professions de cadre (le différeniel de aux d emploi s éablissan à 30 % en 2002) bien que plus diplômées en moyenne. Pour avoir une mesure de la discriminaion salariale subie par les Femmes, on peu se reporer à l éude de Meurs e Ponhieux (2000). En considéran l ensemble des salariés, les aueurs abouissen à un écar salarial esimé de 27 %. Celui-ci es presque oalemen expliqué (85 %) par les moindres durées de ravail des Femmes e des caracérisiques individuelles moins favorables à ces dernières. La par non expliquée de l écar représene, quan à elle, un peu plus de 15 % e se parage à peu près équiablemen enre «avanage masculin» e «désavanage féminin». En revanche, si l on se resrein à la populaion des salariés à emps comple, l écar salarial n es plus que de 10,7 % e la par expliquée de 52 %. La par inexpliquée es proche de 50 % e le désavanage féminin en représene une fracion plus imporane. On mesure donc oue l imporance de raisonner oues choses égales par ailleurs e de choisir une spécificaion adapée à l éude des différences observées Sané e sécurié au ravail : les accidens du ravail Pour mesurer la sané e la sécurié au ravail, la Commission recommande d uiliser le aux d incidence 4 qui diminue neemen en longue période (cf. L emploi en Europe). Touefois, elle souligne égalemen que ce indicaeur ne reflèe que pariellemen les pahologies du ravail. En pariculier, il ne prend pas en compe les maladies professionnelles qui consiuen le premier faceur de moralié. Il ne donne pas d indicaions sur l éa des condiions de ravail, alors qu il paraî nécessaire d appréhender le concep de sané dans son sens le plus large. Pour la Commission, les condiions de ravail doiven êre sûres, saines e favorables, an en ermes physiques que psychologiques, ce qui correspond aussi à l objecif reenu par le BIT : «la promoion e le mainien du niveau le plus élevé possible de bien-êre physique, menal e social». On mobilise les saisiques de la Cnam pour calculer l indicaeur clé recommandé, le aux d'incidence, soi le nombre d'accidens du ravail pour salariés. On observe une baisse significaive, de l ordre de 35 %, sur la période considérée. Une elle évoluion peu raduire aussi bien l amélioraion inrinsèque des condiions de ravail que la eriarisaion progressive de l économie. Hamon-Chole (2002) précise, néanmoins, que les accidens du 4 Nombre d accidens du ravail pour ravailleurs. 9

11 ravail concernen avan ou les Hommes jeunes, ouvriers, inérimaires ou récemmen embauchés. La monée de l acivié féminine, le vieillissemen de la populaion acive e le recul de l indusrie e du bâimen dans l emploi se seraien donc accompagnés d une moindre exposiion aux risques professionnels. Touefois, la fréquence des accidens es sensiblemen plus élevée lorsque le ryhme du ravail es conrain par des machines ou des délais à respecer. De même, la polyvalence, l obligaion de respecer des normes de qualié chiffrées, le manque d informaions e le ravail dans l urgence son auan de faceurs suscepibles de déériorer les condiions de ravail, ce qui aurai pu, dans une ceraine mesure, ralenir la diminuion du nombre d accidens recensés. Noons égalemen que les accidens du ravail donnen une image rès parielle des pahologies du ravail 1.5. Flexibilié e sécurié : les emps pariel e les conras à durée déerminée La Commission me régulièremen l accen sur la nécessié de rouver le juse équilibre enre flexibilié e sécurié de l emploi afin de garanir aux ravailleurs une inégraion e une progression durables sur le marché du ravail ou en favorisan une accepaion plus large du changemen. L objecif es de rendre la nécessaire flexibilié socialemen accepable e de promouvoir, ainsi, «un emploi de qualié comme principe direceur de la modernisaion du modèle social européen». L indicaeur recommandé es le nombre de ravailleurs ravaillan volonairemen ou involonairemen à emps pariel ou sur un conra à durée déerminée exprimé en pourcenage du nombre oal des ravailleurs. Il illusre le développemen des formes d emploi flexibles que son le emps pariel e les CDD. Les données conduisen à une endance neemen haussière : sur la période , la par des ravailleurs à emps pariel dans l emploi oal passe de 9 à 18 % e celle des ravailleurs en conra à durée déerminé augmene de 8 % (de 6 à 14 %). Par ailleurs, l évoluion conjoncurelle de ce indicaeur paraî conracyclique, comme pour le ravail à emps pariel auquel on subsiue des emplois à emps comple lors des phases de conjoncure haue, alors que les CDD son pluô procycliques. La procyclicié de l indice agrégé reflèe donc esseniellemen les mouvemens du ravail à emps pariel qui paricipe aux deux iers à son élaboraion. 5 Si la par des salariés à emps pariel «conrain» a progressé enre 1990 e 1997 (passan de 35 à 42 %), celle-ci a diminué depuis pour revenir à un niveau proche du seuil iniial 6. Ce consa souligne à nouveau le caracère équivoque de l indicaeur de flexibilié qui radui, d un côé, une amélioraion sensible de la qualié de l emploi (via le développemen des formes de ravail flexibles) e, de l aure, une déérioraion significaive de cee dernière (via l augmenaion du ravail à emps pariel «conrain», synonyme d une moindre sécurié de l emploi sur le marché du ravail). 5 Les salariés à emps pariel «conrain» son les ravailleurs à emps pariel qui déclaren souhaier ravailler davanage. 6 Les données disponibles ne fournissen pas d informaion sur le emps pariel conrain avan

12 1. Qualié inrinsèque des emplois (accès à l emploi e mobiliés salariales ascendanes) 6. Inserion e accès au marché du ravail (aux d accès à l emploi en provenance du chômage e de l inacivié) 25% 9% 8% 20% 7% 6% 15% 5% 10% 4% 3% 5% 2% 1% 0% 0% Qualificaions e formaion (% d accès à la formaion) 7. Équilibre vie professionnelle e familiale (écars de aux d emplois selon présence d enfans) 4,0% 4 3,5% 3 3,0% 2 2,5% 2,0% 1 1,5% 0 1,0% ,5% -2 0,0% Égalié hommes femmes (écar salarial bru) 8. Dialogue social (coups de pouce sur le Smic) 92% 7% 90% 6% 88% 86% 5% 84% 4% 82% 3% 80% 2% 78% 76% 1% 74% 0% Sané e sécurié au ravail (aux d accidens du ravail) 9. Diversié e discriminaions (aux d emploi relaif des seniors) % 45% 40% 35% 30% 25% % % 10% % 0 0% Flexibilié e sécurié (aux de emps pariel e CDD) 10. Producivié (apparene horaire) 30% 9% 8% 25% 7% 20% 6% 5% 15% 4% 10% 3% 2% 5% 1% 0% 0% %

13 1.6. Inserion e accès au marché du ravail : le reour à l emploi L accessibilié de l emploi paricipe égalemen à sa qualié. La commission recommande dans ce regisre d examiner les flux de main-d œuvre enre emploi, chômage e inacivié. La par des inacifs ou des chômeurs ayan (re)rouvé un emploi enre -1 e apparaî remarquablemen sable sur les ving dernières années. Le profil emporel de cee série aurai éé sensiblemen différen sur la période , les aux ayan en effe, considérablemen diminué jusqu au débu des années 80 avan de se sabiliser ensuie (L Hory, 2002). Si le aux agrégé reflèe, en parie, les mouvemens de la conjoncure, on consae, néanmoins, que ce dernier s ajuse avec reard aux inflexions de l acivié économique. Les aux d emploi par classe d âge e niveaux d éudes principaux son, quan à eux, sables sur longue période. Le aux d emploi des seniors apparaî relaivemen faible (de l ordre de 35 %) au regard du rese de la populaion acive. Il en va de même pour les personnes ayan un niveau d éudes inférieur au baccalauréa (leur aux d emploi se siuan environ à 65 % conre 82 % pour le rese de la populaion). Les résulas obenus illusren enfin les difficulés renconrées par les jeunes (15-24 ans) pour accéder au marché du ravail. Sur la période considérée, le aux de chômage des jeunes es pariculièremen élevé e se siue enre 19 e 31 %. Ce dernier se révèle beaucoup plus sensible à la conjoncure e amplifie foremen les flucuaions du chômage des adules Équilibre enre vie professionnelle e vie privée : écars de aux d emploi en présence d enfans Un emploi de qualié perme à chaque individu de reser dans son emploi indépendammen des aléas de sa vie personnelle (maernié ou paernié, formaion ) e lui laisse égalemen la possibilié de gérer un cerain nombre d aciviés exra-professionnelles (loisirs, éducaion des enfans, soins, prise en charge de personnes dépendanes ). Pour le mesurer, la Commission recommande d observer la différence absolue par sexe dans les aux d'emploi en foncion de la présence ou non d'enfans âgés de 0 à 6 ans. Sur les données françaises, la présence d enfans exerce un effe neemen négaif sur le aux d emploi des femmes, alors que l effe es posiif pour les hommes. Mais l on assise à une légère diminuion des différences observées chez les femmes à parir de 1989, s expliquan en parie par le développemen de nouvelles formes de ravail flexibles. L écar s éabli néanmoins aux alenours de 10 % en fin de période illusran les difficulés renconrées par ces dernières pour concilier vie privée e vie professionnelle. Parallèlemen, le aux d emploi des hommes ayan des enfans à charge s améliore à parir de 1989 e enraîne l appariion d un différeniel de l ordre de 13 % en leur faveur. Nous avons reenu comme indicaeur la moyenne de ces deux dimensions qui inègre impliciemen avanage masculin e désavanage féminin pour donner une vision d ensemble des effes propres à la présence d enfans en bas âge sur les aux d emploi. L indicaeur ainsi élaboré synhéise l informaion à un niveau agrégé e radui l amélioraion de l équilibre enre vie privée e vie professionnelle, en masquan les inégaliés de genre. La présence d enfans parai alors n exercer aucun effe significaif sur le aux d emploi moyen des adules en

14 1.8. Dialogue social e paricipaion des ravailleurs : les hausses du salaire minimum En raison des «différences imporanes qui exisen enre les arrangemens, praiques e radiions des Éas membres», les discussions on achoppé quan à la définiion d un indicaeur clé de dialogue social. Dans le cas de la France, nous avons décidé après plusieurs essais de reenir les «coups de pouce» donnés au Smic (calculés en reiran aux hausses du Smic les variaions de l indice des prix à la consommaion e de la moiié du aux de salaire horaire ouvrier). Ce indicaeur exprime l éa du clima social e illusre le caracère cenralisé des négociaions en France ainsi que le rôle direceur des inervenions de l Éa. Il es évidemmen rès imparfai mais il nous es apparu préférable au nombre d accords recensés dans les bilans annuels de la négociaion collecive, le aux de syndicalisaion ou le nombre de jour de grèves. Ce choix perme aussi au salaire minimum de jouer un rôle posiif dans l indicaeur agrégé de la qualié de l emploi ce qui ne parai pas déraisonnable. Le résula radui le mouvemen de modéraion salariale à l œuvre depuis le milieu des années quare-ving. L écar enre le aux de croissance du pouvoir d acha du Smic e le aux de croissance du demi aux de salaire horaire ouvrier es souven nul ou faible (moins d un poin de pourcenage), à l excepion de quelques années spécifiques qui fon suie à des élecions législaives ou présidenielles Diversié e non discriminaion : le aux d emploi relaif des seniors Le raié sur l Union européenne e la législaion en vigueur arrêen le principe selon lequel «ous les ravailleurs doiven êre raiés avec équié sans olérer aucune discriminaion fondée sur le genre, l âge, l infirmié ou l origine ehnique». L appréciaion de la qualié des emplois peu inégrer elle aussi le respec des principes d équié e de jusice sociale. Mais les réflexions de la Commission n on pas aboui à la définiion d un indicaeur clé. Nous avons décidé de privilégier «l écar en maière de aux d emploi des ans» qui es cié en premier par la Commission (les inégaliés de genre son déjà représenées dans la dimension 3). Ce indice es rès sable sur oue la période, raduisan la persisance des inégaliés d accès à l emploi selon l âge. Le débu des années quare-ving es marqué par une hausse du aux d emploi des adules relaivemen à celui des seniors, à la suie de la monée en charge des différenes généraions de disposiifs de préreraie. En fin de période, on observe au conraire une monée du aux d emploi des seniors par rappor à celui des adules, qui coïncide avec la remise en quesion de ces disposiifs Performances générales du ravail : les gains de producivié horaire Le dernier indicaeur exprime l efficacié du ravail. Pour la Commission, enir compe de la qualié ne signifie pas négliger ou ignorer les méhodes exisanes permean de mesurer la réussie e les performances relaives. Elle préconise d observer la croissance de la producivié du ravail, mesurée en foncion de l'évoluion des niveaux du PIB par personne employée e par heure ravaillée en pourcenage. Après une phase de ralenissemen jusqu au milieu des années quare-ving-dix, la croissance de la producivié horaire a connu en France 13

15 ensuie une fore augmenaion. L évoluion observée semble refléer les flucuaions de l acivié économique, aesan du caracère procyclique de la producivié e égalemen des effes de la réducion du emps de ravail. Au oal, parmi les dix indicaeurs ainsi consiués, on consae que la plupar semble affecé d un mouvemen endanciel (graphique 1). Mais il parai difficile de synhéiser l informaion conenue dans ces séries à l œil nu. C es pourquoi la secion suivane propose de mere en œuvre différenes méhodes d agrégaion saisique. 2. L ÉVOLUTION TENDANCIELLE DE LA QUALITÉ DE L EMPLOI Il s agi mainenan de savoir si la qualié de l emploi s es srucurellemen améliorée ou non, en France, au cours de la période Afin de répondre à cee quesion, nous considérerons successivemen deux sraégies d agrégaion : la moyenne e l analyse facorielle Tendance moyenne Le moyen le plus simple de consruire un indicaeur composie consise à prendre la moyenne des variables qui paricipen à son élaboraion. Deux ransformaions préalables s imposen. La première consise à normaliser l ensemble des séries en les cenran e en les réduisan. Cela revien à exprimer oues les séries dans la même échelle. La seconde ransformaion consise à signer correcemen les séries pour que leurs mouvemens exercen un effe univoque sur la qualié. Par exemple, on change le signe de la série des accidens du ravail pour que la baisse des accidens exerce un effe posiif sur la qualié. Cee opéraion doi permere de raduire, de façon univoque, l effe propre de chaque variable sur le niveau de qualié. Elle nous a conduis à modifier égalemen le signe des indicaeurs correspondan aux dimensions n 5 (flexibilié e sécurié), n 7 (équilibre vie familiale e professionnelle) e n 9 (diversié e non discriminaion). Noons que le changemen de signe de la dimension n 5 ne va pas de soi si l on sui la Commission : une par plus élevée de conra à durée déerminée peu améliorer la flexibilié de l emploi mais rédui sa sécurié, ce qui condui a un effe ambigu sur la qualié. Nous avons donc effecué ous nos calculs avec deux signes possibles pour la série n 5. Une fois ces ransformaions réalisées, nous sommes en mesure de consruire un indicaeur synhéique «bru» de la qualié du ravail qui n es aure que la moyenne des dix dimensions définies par la Commission. Il s agi d une moyenne non pondérée, qui revien à aribuer un poids idenique à chacune des dix dimensions. Le résula suggère une amélioraion srucurelle significaive de la qualié du ravail sur la période (graphique 2). La endance à la hausse es plus nee lorsque la par des emplois à emps pariel e sous conra à durée déerminée es affecée d un signe posiif. 14

16 Graphique 2. Qualié de l emploi en France (moyenne arihméique) 100% avec flexibilié posiive 50% 0% % avec flexibilié négaive -100% -150% Tess de robusesse Il s agi là d une première approximaion don il convien de vérifier la robusesse. Des ess formels de saionnarié monren que les séries 4, 8 e 10 son les seules à êre saionnaires au seuil de 10 %. Néanmoins, la plupar des séries son des pars e les valeurs prises son donc nécessairemen bornées, de même que leur endance e leur variance. Aucune de ces séries ne peu exhiber de endance invariablemen croissane ou décroissane au cours du emps ni influencer unilaéralemen l évaluaion de l évoluion srucurelle de long erme de la qualié de l emploi Graphique 3. Robusesse de l indicaeur synhéique «bru» vis-à-vis des variables qui le composen

17 Afin de eser la robusesse de l indicaeur vis-à-vis des séries qui le composen. nous avons défini dix moyennes «ronquées», calculées en suppriman, dans chaque cas, l une des dix dimensions reenues par la Commission. Dans le graphique 3, chaque série es le résula obenu après suppression de chacune des dimensions dans l échanillon. Cela perme de eser la sensibilié de l indicaeur synhéique à la présence d une variable donnée. Il s avère que chaque variable prise isolémen n a qu une influence limiée sur la consrucion de l indicaeur synhéique. La endance à la hausse n es donc pas un arefac causé par les propriéés saisiques des données. On peu aussi vérifier si la présence de la endance es robuse au choix de pondéraion. En aribuan un poids égal aux différenes variables dans la consrucion de l indicaeur synhéique, on considère alors impliciemen que la Commission accorde la même imporance aux différenes composanes reenues dans l évaluaion de la qualié du ravail. Plusieurs aures pondéraions son envisageables : Une première idée consise à supposer que l ordre dans lequel on éé présenés les différens indicaeurs reflèe leur imporance dans l appréhension de la qualié réelle du ravail. Cee hypohèse nous amène à accorder un poids décroissan avec le classemen aribué à chaque variable. Ce ype de pondéraion sera qualifié «d insiuionnel» au sens où il enend incarner la voloné de la Commission. Le coefficien de Cronbach Le Coefficien Alpha de Cronbach se défini de la façon suivane : ( x, x ) ( x ) cov i j V j P i j P j α = = 1 P 1 V ( x ) ( ), j = 1,..., P 0 P 1 V x0 où P désigne le nombre de variables mobilisées pour l éude e α x 0 = P x j j= 1 la somme de ces «sous- indicaeurs». mesure la par de variance oale de l échanillon impuable à l exisence de corrélaions enre sous-indicaeurs. Ce coefficien croî avec le nombre de variables inroduies dans le modèle e l inensié des liens bilaéraux (covariance) qui unissen ces dernières. Si un coefficien nul reflèe l indépendance enre variables, une valeur absolue uniaire radui l exisence d une parfaie corrélaion enre sous-indicaeurs. Le coefficien de Cronbach ne représene pas, à propremen parler, une mesure d unidimensionnalié. Il s agi pluô d un indice don la valeur radui l apiude d un groupe de variables à reranscrire la naure du phénomène laen considéré (ici, la qualié du ravail). À ce égard, plus la valeur du coefficien es élevée, meilleure es la qualié informaionnelle des sous-indicaeurs reenus. Il es possible de quanifier l influence d une variable k sur la cohésion inerne du sysème en définissan un Coefficien de Cronbach α qui ne ien pas compe de cee dernière : k ( ) V xi P 1 i k α k = 1 P 2 V xi i k Si le coefficien obenu es plus grand (respecivemen, pei) que le Coefficien Alpha de Cronbach iniial, on peu alors penser que la variable k en quesion n es pas (es) hauemen corrélé avec les aures élémens du sysème. 16

18 Un aure sysème de pondéraion consise à raduire l inensié des liens enre variables. Deux sores de mesures seron successivemen mobilisées : Le carré du coefficien de corrélaion muliple de chaque variable avec l ensemble des aures. Une pondéraion mobilisan le coefficien de Cronbach (cf. encadré) : nous uiliserons, pour chaque variable, le rappor du coefficien Alpha de Cronbach au coefficien de Cronbach pariel (obenu en l absence de la variable considérée). Noons que l éude de la srucure des corrélaions enre les séries, à l aide d un coefficien Alpha de Cronbach, révèle que les dimensions 6, 8 e 9 son peu corrélées avec les aures. Le graphique 4 représene les indicaeurs obenus par moyenne pondérée en foncion des différens sysèmes de poids envisagés. La endance à la hausse résise à chacun de ces changemens de pondéraions. Graphique 4. Robusesse de l indicaeur synhéique «bru» vis-à-vis de la pondéraion uilisée 1 0, ,5-1 -1,5-2 Moyenne Moyenne pondérée "insiuionnelle" Moyenne pondérée "corrélaions muliples" Moyenne pondérée "Cronbach" Calcul de conribuions Le mouvemen de hausse de la qualié de l emploi a lieu dans ous les cas du milieu des années quare-ving au débu des années Comme la série synhéique es une combinaison linéaire des dix indicaeurs iniiaux, il es possible de calculer les conribuions respecives de chacun des indicaeurs à ce mouvemen de hausse. Pour esimer la conribuion d un indicaeur, on recalcule la moyenne en fin de période avec la valeur iniiale de l indicaeur. 17

19 La conribuion de l indicaeur I j à la hausse de la qualié Q, se noe : avec ΔQ ΔQ ΔQ' Conrib = ΔQ ( ΔI ) = Q Q 0 = e n ΔI j, D où Conrib = nδq ΔQ' = ΔQ ΔI n j, Le calcul es mené en prenan pour poin de dépar la siuaion du milieu des années quareving, exprimée avec la moyenne des années (prendre 1984 ou une aure année ne change pas qualiaivemen les conclusions, mais modifie évidemmen les données). Comme les graphiques 3 e 4 le suggéraien déjà, l explicaion de la hausse endancielle de la qualié de l emploi relève d une combinaison de faceurs. Trois indicaeurs y conribuen pour près de 30 % chacun. Il s agi de la qualié inrinsèque des emplois, mesurée par l ascension salariale (dim 1), de la sécurié du ravail (dim 4) e de l égalié homme-femme, mesurée par l écar moyen des rémunéraions (dim 3). Deux aures indicaeurs conribuen pour environ 20 % : l accès à la formaion (dim 2) e l équilibre vie familiale e vie professionnelle (dim 7). S il n y avai eu que ces cinq indicaeurs, la hausse de la qualié de l emploi aurai éé de 27 % au-delà de ce qui a éé consaé. L excéden es dû à l indicaeur de flexibilié e sécurié qui conribue à réduire de près de 30 % l indice agrégé. Nous avons supposé dans ce calcul de conribuion que la hausse du emps pariel e des conras à durée déerminée éai bien un indice de dégradaion de la qualié de l emploi. Les quare indicaeurs resans on une conribuion marginale au mouvemen endanciel. Il s agi de la hausse des gains de producivié (dimension 10) qui conribue pour 5,1 %, de la légère amélioraion des aux d emploi relaif des seniors (dim 9), qui conribue pour +4,1 %, des moindres hausses du Smic (dim 8) pour -2,5 %, e d une légère dégradaion des aux d accès à l emploi (dim 6) pour -3,7 %. Noons que ces différenes composanes son volailes e que leur conribuion es donc sensible à la période observée. Le mouvemen endanciel de hausse de la qualié de l emploi relève donc d une pluralié de faceurs. Cinq des dix dimensions de la qualié y conribuen rès acivemen. Bien enendu, la endance aurai éé plus marquée e les conribuions individuelles plus faibles si l on avai pris comme référence le cas où la flexibilié es affecée d un signe posiif. La endance aurai éé égalemen plus marquée si l on avai considéré le niveau du pouvoir d acha du Smic ou le niveau de la producivié pluô que leur aux de croissance Tendance commune Il apparaî souhaiable à présen de chercher à élargir la porée de ces résulas obenus par la mise en œuvre d une analyse facorielle, méhode qui présene l avanage de déerminer les poids opimaux de façon endogène e de eser la robusesse de l indicaeur synhéique «bru» par rappor à la echnique d agrégaion saisique employée. L analyse en faceurs communs synhéise l informaion conenue dans les dix indicaeurs sous la forme d un ensemble resrein de variables laenes modélisan la qualié du ravail l annexe 2 déaille le principe de cee analyse). Nous avons procédé à une analyse facorielle 18

20 7 principale sur les dix variables signées e cenrées-réduies de l échanillon. Les résulas nous on conduis à examiner successivemen rois ypes de configuraions complémenaires. Le modèle à un faceur commun a pour objecif de consruire l indicaeur synhéique en une éape en exploian au mieux les corrélaions enre variables. En expliquan à lui seul 62 % de la variance de l échanillon, le faceur en quesion affirmai ainsi son caracère dominan dans l analyse. Néanmoins, les facor loadings associés aux indicaeurs des dimensions 6 (accès à l emploi) 10 (producivié) son apparus non significaifs, émoignan d une insuffisane corrélaion enre ces variables e le faceur commun. Ce résula a par ailleurs éé confirmé par l esimaion finale des communaliés, qui a remis égalemen en quesion la représenaivié des indicaeurs des dimensions 1, 8 e 9 (qualié inrinsèque, Dialogue social e discriminaion par âge). L analyse résiduelle a révélé, quan à elle, la persisance de corrélaions significaives, aesan de la nécessié d exraire des faceurs communs supplémenaires. Les modèles à rois e cinq faceurs peuven êre qualifiés de modèles de «second rang». En effe, l analyse facorielle ne consiue ici qu une éape inermédiaire ayan impliciemen pour bu de réduire la dimension du problème posé. Une seconde éape es ensuie nécessaire pour agréger les faceurs jugés perinens. Ces modèles présenen l avanage de rendre compe de la quasi-oalié de la variance globale du sysème (respecivemen 93 % e 100 %) e d assurer une représenaivié saisfaisane des différenes variables considérées à ravers les srucures facorielles ainsi définies. Naurellemen, l analyse résiduelle se révèle davanage concluane dans le cas du modèle à cinq faceurs qui rese le plus proche de l hypohèse d indépendance des résidus. Afin de facilier l inerpréaion des résulas e eser leur robusesse vis-à-vis du ype de ransformaion adopé, deux ypes de roaion on éé envisagés (orhogonale e oblique). L applicaion d une roaion oblique semble plus propice à l éliminaion des spli loadings e chaque variable se rouve principalemen corrélée à un faceur à l excepion des indices des dimensions 1 e 4 (qualié inrinsèque e acciden du ravail). Enfin, il convien de signaler que la perinence du modèle à cinq variables apparaî foncièremen érodée par l exracion de faceurs faiblemen informaifs, comparaivemen au modèle à rois faceurs. Pour agréger les faceurs, nous avons reenu une moyenne pondérée refléan le conenu informaionnel de chaque composane. Les poids son donnés par la par de variance oale expliquée par chaque faceur. Le graphique 5 présene les séries ainsi consruies. En dépi de la diversié des spécificaions reenues, les allures son globalemen similaires e l on rerouve le résula d une amélioraion endancielle de la qualié de l emploi en France. 7 Le nombre d observaions disponibles pour l esimaion ( ) es suffisan pour obenir des résulas précis e convergens. On considère généralemen que le nombre minimal d observaions par variable doi êre compris enre 5 e 10 pour êre accepable. 19

21 Graphique 5. Résulas de l analyse en faceurs communs saique 1,5 1 0, , ,5-2 -2,5 Modèle à un faceur Modèle à rois faceurs (roaion orhogonale) Modèle à rois faceurs (roaion oblique) Modèle à cinq faceurs (roaion orhogonale) Modèle à cinq faceurs (roaion oblique) Indicaeur synhéique "bru" 3. L ÉVOLUTION CYCLIQUE DE LA QUALITÉ DE L EMPLOI L obje de cee dernière secion es d analyser les propriéés cycliques de la qualié de l emploi en France. Pour cela nous considérerons à nouveau deux sraégies d agrégaion des dix indicaeurs de Laeken, la moyenne e l analyse facorielle. Afin d isoler la composane cyclique de chaque série, plusieurs méhodes d ajusemen on éé uilisées : exracion d une endance linéaire, lissage par médianes mobiles, filres de Hodrick-Presco, Baxer-King e Chrisiano-Fizgerald. Ces différenes echniques abouissen à des résulas comparables en ce qui concerne la daaion des poins de reournemen mais ce n es pas le cas du poin de vue de la saionnarié des séries. Les filres BK e CF conduisen à saionnariser oues les séries (es au seuil de 10 %) ; le filre HP e le lissage par médianes mobiles conduisen à saionnariser hui séries sur les dix ; l ajusemen des séries par exracion d une endance linéaire ne perme que de saionnariser une composane sur deux. Noons par ailleurs que plusieurs de nos séries on une forme «à la Granger», le specre des séries éan dominé par les basses fréquences. Dans cee configuraion, les filres HP e BK réussissen mal à isoler la composane cyclique Cycle moyen Le premier indicaeur synhéique es la moyenne des composanes cycliques normées e signées. On dispose ainsi d un indice pour chaque méhode d exracion mise en œuvre (rend linéaire, médianes mobiles, HP, CF, BK). 20

22 Graphique 6. Moyenne des composanes cycliques exraies à parir de différenes méhodes d ajusemen 1 0,8 0,6 0,4 0,2 0-0, ,4-0,6-0,8-1 Moyenne Trend Moyenne Mediane Moyenne HP Moyenne CF Moyenne BK Ces courbes on une allure homogène. Le reournemen à la baisse de 1989 n es cependan pas anicipé par la endance linéaire e la dégradaion de la période es davanage marquée par CF. Nous avons ré-appliqué les ess de robusesse de la seconde secion sur ces séries. Il en ressor que cee allure générale n es pas déerminée par la présence d une série pariculière e n es pas sensible au sysème de pondéraion reenu Cycle commun L indicaeur synhéisan le cycle de la qualié de l emploi peu êre consrui en mobilisan l analyse facorielle dynamique (présenée de façon déaillée en annexe 3). Nous avons donc esimé des modèles facoriels dynamiques généralisés, développés par Forni e al. (2001) à parir du logiciel BUSY. Nos résulas son donnés à ire indicaif dans la mesure où ces méhodes requièren un nombre imporan d observaions pour produire des esimaions convergenes. Afin de déerminer le nombre opimal de faceurs à considérer, nous avons fixé le seuil minimal de variance oale expliquée à 75 %. Pour chacun des quare filrages envisagés, ce crière nous a conduis à reenir rois faceurs (la endance linéaire a éé abandonnée car les séries doiven êre saionnaires). En praique, le logiciel ne perme pas de récupérer direcemen les faceurs esimés mais fourni, néanmoins, les composanes communes des différenes séries. L agrégaion s effecue sur des séries purgées de leur composane spécifique don on prend la moyenne (cf. Forni, Hallin, Lippi e Reichlin [2000]). 21

23 L homogénéié des résulas du cycle commun es moins ne que celui du cycle moyen. On disingue, ouefois, une ceraine similiude dans le profil des différens indicaeurs. À nouveau, deux poins de divergence imporans son à signaler : le reournemen à la baisse de 1987 n es pas marqué par «HP Commun» e l évoluion de «CF Commun» diffère sensiblemen de celle des rois aures indicaeurs sur la période Soulignons, enfin, que sur l ensemble des configuraions envisagées, le filrage de Chrisiano-Fizgerald es le seul à abouir à des résulas robuses à la méhode d agrégaion uilisée. Graphique 7. Composanes cycliques exraies de l analyse Facorielle dynamique HP Commun BK Commun CF Commun Mediane Commun Il es inéressan de vérifier si ces flucuaions son en phases avec celles du PIB. Pour cela, nous avons mobilisé la classificaion endogène des séries qui reposan sur l analyse des specres croisés enre composanes communes de la série iniiale e de la série de référence (le PIB). À l excepion de BK Commun, ous les indicaeurs cycliques synhéiques peuven êre considérés comme coïncidens au PIB. La qualié de l emploi a bien une évoluion procyclique. CONCLUSION Depuis le somme de Lisbonne, la noion de «qualié de l emploi» s es imposée comme l un des élémens clé de la Sraégie européenne pour l Emploi. Une définiion précise, relaive e mulidimensionnelle a éé proposée par la Commission européenne e adopée par le Conseil européen de Laeken en décembre Dix dimensions de la qualié son assories d indicaeurs clés e d indicaeurs de conexe qu il es recommandé d évaluer à l aide de sources saisiques sandardisées. Ces dimensions poren sur l accessibilié des emplois, les perspecives de mobilié sociale, de qualificaion e d ascension salariale, les discriminaions enre les sexes, selon l âge, la naionalié ou le handicap, la sané e la sécurié au ravail, le recours au emps pariel e au conra à durée déerminée, la capacié des emplois à ne pas 22

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