L activité réduite favorise-t-elle la sortie du chômage?

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1 MARCHÉ DU TRAVAIL L activité réduite favorise-t-elle la sortie du chômage? Pierre Granier et Xavier Joutard* Avec la diversité croissante des formes d emploi et l évolution des règles de gestion des demandeurs d emploi, la distinction entre l emploi et le chômage est devenue plus floue. En particulier, les demandeurs inscrits à l ANPE sont susceptibles de continuer à percevoir leur allocation tout en exerçant une «activité réduite». Sur une période de trois ans, un chômeur sur deux serait concerné par cette situation à un moment ou à un autre. L influence de la durée passée au chômage et celle du motif d inscription apparaissent déterminantes pour les pratiques d activités réduites. C est au bout d un an de chômage que la pratique d activité réduite est la plus intensive, et cette pratique est plus fréquente parmi les individus entrés au chômage à l issue d un CDD et ayant donc, de ce fait, connu la précarité. L influence des pratiques d activités réduites sur la transition vers l emploi s avère complexe et différente selon le sexe : se conjuguent des effets immédiats et des effets persistants de pratiques passées. Même si l effet immédiat peut en être parfois négatif, il semble que ces pratiques rendent moins difficile l insertion future sur le marché du travail. * Pierre Granier et Xavier Joutard appartiennent au GREQAM. Ils sont Maître de Conférences à l Université de la Méditerranée à Marseille. Les noms et dates entre parenthèses renvoient à la bibliographie en fin d article. F ortement amorcé dans les années 80, le mouvement de flexibilisation du marché du travail s est poursuivi et développé durant l actuelle décennie. Cette orientation, largement favorisée par les pouvoirs publics, a pris des formes multiples : forte progression des contrats à durée déterminée, souvent subventionnés, et recours accru au temps partiel qui explique à lui seul la baisse de la durée moyenne du travail observée en France depuis 15 ans (CSERC, 1996 ; Dares, 1996). Deux principaux arguments peuvent être invoqués pour justifier ce mouvement. Le premier tient à la compétitivité des entreprises. La flexibilité du marché du travail s inscrit alors dans une logique de réduction des coûts de production dont on espère des effets positifs sur l emploi au niveau microéconomique comme macroéconomique. Le second argument est davantage axé sur l offre de travail. Il s agit par ce biais de limiter les risques d inemployabilité des chômeurs, dus par exemple à l érosion de leur capital humain, en facilitant leur insertion sur le marché du travail, et plus particulièrement celle de certaines catégories de population les plus exposées au chômage de longue durée et à l exclusion. Dans cette perspective, de nombreux travaux empiriques se sont efforcés d évaluer précisément l impact des différents dispositifs instaurant cette flexibilité (Fougère et Kamionka, 1992 ; Bonnal et al.,1994, 1997). ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 133

2 Cette évolution du marché du travail, caractérisée par la multiplication des successions d épisodes d emploi, souvent non satisfaisants (1), et d épisodes de chômage, trouve une illustration dans la forte progression du nombre de demandeurs d emploi exerçant une activité réduite, même si ces pratiques d activités occasionnelles ne peuvent sans doute pas être dans leur ensemble assimilées à des situations d emploi d attente (certains salariés se satisfont de leur statut d intérimaire). Le fichier historique des demandeurs d emplois inscrits à l ANPE renseigne sur ces pratiques d activités occasionnelles ou réduites (2) exercées par les individus souhaitant demeurer inscrits au fichier et continuant donc à prospecter le marché du travail. Or, ce fichier révèle une très forte extension de ces pratiques depuis le début des années 90. Ainsi, chômeurs déclaraient exercer une activité intermittente en janvier Ils étaient un an plus tard et en janvier 1994 soit environ 13 % des allocataires du régime d assurance chômage. Il est encore plus frappant de constater qu au sein d un échantillon de demandeurs d emploi inscrits à l ANPE en 1993, près de 45 % déclarent avoir exercé une activité réduite depuis le début de l épisode de chômage. Ce développement des activités réduites, s il est bien évidemment à mettre en relation avec le mouvement de flexibilité engagé par les entreprises, n est sans doute pas non plus étranger aux comportements individuels liés aux évolutions de la réglementation en la matière. L évolution la plus radicale dans la réglementation a lieu en Jusqu à cette date, seuls les demandeurs d emploi exerçant une activité non professionnelle pouvaient, après avis de la commission paritaire, prétendre continuer à recevoir une allocation chômage. Le tournant de 1986 autorise, sans examen par la commission paritaire et sous certaines conditions qui ont évolué depuis, le cumul partiel du revenu tiré de l exercice d une activité réduite et des indemnités de chômage. Actuellement, un chômeur exerçant une activité réduite continue à percevoir une indemnité chômage s il consacre à cette activité moins de 136 heures par mois et si le revenu qu il en tire est inférieur à 70 % de la rémunération brute de référence (3). Si ces deux conditions sont satisfaites, l indemnité versée, ou plus exactement le nombre de journées indemnisées, dépend de la rémunération de l activité réduite et du revenu de référence. Plus précisément, le nombre de journées non indemnisées dans le mois est obtenu en rapportant la rémunération brute tirée de l activité réduite au salaire journalier de référence. Ces journées non indemnisées ne sont pas perdues pour le chômeur mais simplement reportées, le bénéfice du cumul en activité réduite n étant possible que dans la limite de 18 mois indemnisés. Ces dispositions réglementaires visent clairement à encourager les allocataires à exercer une activité réduite tout en poursuivant leur recherche d emploi. Ce mécanisme d intéressement intervient à deux niveaux : d une part au niveau du cumul partiel du revenu d activité et de l allocation chômage, d autre part au niveau du report des journées non indemnisées qui a également pour effet de retarder la dégressivité de l allocation unique dégressive (AUD). Ce mécanisme de report rend délicat le calcul du taux de prélèvement implicite sur le revenu d activité réduite. Si l on néglige ce mécanisme, le taux de prélèvement implicite est exactement égal au ratio de remplacement (entendu ici comme le taux d indemnisation) et décroît comme lui avec la durée du chômage (cf. encadré 1). Savoir si ces pratiques favorisent l insertion sur le marché du travail et facilitent la reprise d un emploi ou si, à l inverse, elles rendent cette insertion plus délicate est l une des questions essentielles qui se posent. D un coté, la pratique d activités réduites participe au processus d appariement entre employeur et chômeur et peut contribuer à limiter l influence des facteurs d exclusion progressive des chômeurs de longue durée (perte de capital humain, déficit croissant de socialisation). D un autre côté, cette pratique limite le temps que les demandeurs d emplois peuvent consacrer à leur effort de recherche et peut, en outre, constituer un signal négatif aux yeux des employeurs potentiels. La présente étude n apporte que des éléments de réponses partiels à cette question concernant l impact des pratiques d activités réduites sur les trajectoires ultérieures des individus concernés. Ni les caractéristiques ni la durée des emplois éventuellement recouvrés ne sont considérées, ce qui, à l évidence, constitue une limite importante. 1. Ainsi, près de 40 % des travailleurs occupant un emploi à temps partiel en 1996 déclarent souhaiter travailler davantage (CSERC, 1998). 2. Dans ce fichier, un demandeur d emploi exerce une activité réduite s il déclare occuper un emploi mais ne demande pas sa radiation de la liste des demandeurs d emplois quelle que soit la durée mensuelle de cette activité. Toutes les périodes d activité insérées au sein d une période de recherche d emploi sont ainsi définies comme «réduites»,qu elles concernent des activitésàmoinsouàplusde78heuresparmois.danslepremier cas, les chômeurs concernés relèvent des catégories 1, 2, 3 de l ANPE, dans le second cas, ils relèvent des catégories 6,7,8. 3. Le salaire brut qui sert de référence au calcul des indemnités chômage et qui est le plus souvent le salaire du dernier emploi occupé. 134 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

3 Dans près d un cas sur deux, le chômage s accompagne d une activité réduite On a extrait du fichier historique des demandeurs d emplois de l ANPE un échantillon de personnes inscrites à l ANPE entre septembre et novembre 1993, qui sont suivies mois par mois jusqu en juillet 1996 (4). Cet échantillon comporte trois niveaux d informations. Un premier comprend celles relatives au demandeur d emploi (âge, sexe, situation de famille, diplôme, motif d entrée à l ANPE) ; un second concerne la demande d emploi elle-même 4. Considérer un flux de demandeurs d emplois et non un stock évite le biais classique provenant d une sous représentation des individus qui retrouvent le plus facilement un emploi et permet de contrôler les biais éventuels pouvant provenir de dates d entrée différentes au chômage. Encadré 1 LE MÉCANISME D INTÉRESSEMENT Un demandeur d emploi exerçant une activité réduite d une durée inférieure à 136 heures dans le mois et percevant une rémunération inférieure à 70 % de son revenu de référence peut cumuler partiellement son revenu d activité réduite et l indemnisation perçue au titre d Allocation Unique Dégressive (AUD). Le cumul n est pas total dans la mesure où des journées, en nombre déterminé par le rapport entre le revenu d activité et le salaire journalier de référence, ne seront pas indemnisées immédiatement. Le bénéfice du cumul est autorisé dans une limite de 18 mois. Les journées non indemnisées ne sont pas perdues mais ont pour effet de prolonger d autant le versement de l AUD. En négligeant cette dernière dimension du mécanisme d intéressement, il est facile de mettre en évidence l égalité entre le taux de prélèvement implicite et le taux de remplacement (d indemnisation) comme le montre l illustration formelle très schématique qui suit. Considérons un demandeur d emploi dont le salaire brut mensuel de référence est X. À un instant donné de son épisode de chômage, cet individu a droit à une allocation mensuelle de montant b = Xq ou q est le taux de remplacement. Ce dernier dépend du passé professionnel, et est une fonction décroissante (en escalier) de la durée passée del épisode de chômage. Il est également affecté par les pratiques d activités réduites qui reculent les seuils de dégressivité (effet de report). Admettons que cet individu exerce au cours du mois une activité réduite lui procurant un revenu W < 0,7X. Durant ce mois l individu percevra une indemnité au titre de l assurance chômage égale à 1 W X où W représente le X taux de journées non indemnisées durant le mois passé en activité réduite. Durant ce mois le revenu total du demandeur d emploi sera donc égal à W+ b 1 W X = W(1-q) + b. Le taux implicite de prélèvement sur le revenu d activité est donc exactement égal au taux de remplacement qui lui même décroîtavecl ancienneté au chômage. Bien évidemment, le taux exact de prélèvement implicite est plus faible en raison des effets liés à la prolongation de l AUD. Encadré 2 LES DONNÉES Les données utilisées sont issues d un échantillon extrait du fichier historique des demandeurs d emplois de l ANPE. Afin de contrôler d éventuels biais liés aux différences de dates d entrée auchômage, l analyse concerne un flux de demandeurs d emploi inscrits à l ANPE entre septembre et novembre L échantillon sélectionné comprend demandeurs d emplois qui sont suivis mois par mois jusqu en juillet Plusieurs segments d informations sont disponibles. Un premier segment demandeur apporte des informations relatives au demandeur d emploi qu il s agisse de l âge, du sexe, de la situation de famille, du diplôme, ou encore du motif d entrée à l ANPE. Un second segment demande contient des informations relatives à la demande d emploi de la personne. Ces informations concernent la catégorie d emploi recherché mais aussi d éventuels passages en stages ou en contrats emploi solidarité. Enfin, un troisième segment activité réduite qui nous intéressera plus particulièrement ici apporte des informations relatives à d éventuelles périodes d activité réduite durant l épisode de chômage (1). Sont ainsi renseignées le nombre de périodes d activités réduites, leur durée, le nombre d heures travaillées ainsi que les gains associés. L ensemble de ces informations permet de reconstituer les trajectoires, parfois chaotiques, de ces demandeurs d emploi. 1. Toutes les périodes d activité réduite insérées au sein d une période de recherche d emploi sont retenues, qu elles concernent des activités à moins ou à plus de 78 heures par mois (ce dernier seuil renvoyant aux nouvelles catégories dedemandeurs d emploi de l ANPE). ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 135

4 (catégorie d emploi recherché, passages éventuels en stages ou en contrats emploi solidarité) ; le dernier contient les informations relatives à d éventuelles périodes d activité réduite au cours de l épisode de chômage (nombre, durée, nombre d heures travaillées, gains associés) (cf. encadré 2). Comme il était prévisible, cet échantillon est composé à parts égales d hommes et de femmes, avec une nette prédominance de personnes de moins de 30 ans ainsi que d individus peu ou pas diplômés (cf. tableau 1). Le tableau 2 fournit des éléments descriptifs sur les pratiques d activité réduites qui s insèrent au sein du premier épisode de chômage observé et plus largement au sein de tous les épisodes de chômage recensés entre septembre 1993 et juillet Au cours de la période de chômage entamée entre septembre et novembre 1993, près de 25 % des demandeurs hommes ont exercé au moins un mois d activité réduite. Cette proportion s élève à plus de 27 % dans le cas des femmes. Le nombre d heures travaillées progresse, en moyenne, avec le nombre de mois consacrés à l exercice d activités réduites. La pratique de ces dernières semble se répandre au fil du temps (entre septembre 1993 et juillet 1996), puisque près de 45 % des hommes et 47 % des femmes déclarent avoir occupé une activité réduite au cours de cette période (cf. tableau 2). Une formalisation tenant compte de l hétérogénéité individuelle L objet de cette section n est pas d exposer dans le détail la démarche économétrique mais de présenter d une part la structure d informations disponible et d autre part la manière dont l incidence des pratiques d activité réduite sur la reprise d emploi a pu être mesurée. La situation des individus peut être décrite mois par mois de la façon suivante. Les personnes entament une période de recherche d emploi entre le mois de septembre et le mois de novembre Chaque mois de chômage peut éventuellement s accompagner de l exercice d une activité réduite. La durée de cette dernière peut sensiblement varier. Au cours du mois ou à son issue, les personnes concernées peuvent recouvrer un emploi, étant entendu que la sortie du chômage clôture l épisode de chômage et en même temps les opportunités d activités occasionnelles. Trois séquences peuvent ainsi se rencontrer (cf. graphique I). Tableau 1 Caractéristiques individuelles de l échantillon étudié En % Hommes Femmes Âge Moinsde20ans 17,2 15,1 Entre20et30ans 47,2 49,1 Entre30et40ans 18,8 20,0 Entre40et50ans 11,8 11,8 Plus de 50 ans 5,1 4,0 Diplôme Sans diplôme 18,9 18,9 Bepc 6,6 8,2 Niveau seconde 45,6 36,1 Bac 13,1 17,2 Bac+ 2 9,6 11,4 Bac+ 4 et plus 6,2 8,2 Statut familial Célibataire 61,8 47,1 Marié 38,2 52,9 Origine du chômage Fin de contrat de travail 41,2 41,7 Primo-demandeur 27,7 29,5 Autres (licenciement économique, etc.) 34,1 28,7 Qualification Manœuvre et ouvrier spécialisé 16,2 7,3 Ouvrier qualifié 31,7 4,4 Employé non qualifié 10,6 24,0 Employé qualifié 25,3 53,9 Technicien et agent de maîtrise 9,7 6,0 Cadre 6,4 4,4 Champ : échantillon de flux de demandeurs d emploi entre septembre et novembre Source : fichier historique des demandeurs d emploi - ANPE. Graphique I Activité réduite et recherche d emploi : trois séquences possibles Les parcours 1 et 2 se distinguent par le comportement vis-à-vis de l activité réduite : alors que le premier en comporte à deux moments distincts de l épisode de chômage, le second parcours n en 136 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

5 comprend aucun. Le troisième cas représente un épisode de chômage prolongé le demandeur se trouve encore au chômage en juillet 96 au cours duquel la pratique d activité réduite est fréquente et s amplifie avec l ancienneté de chômage. Une double information est ainsi disponible : d un côté, la durée de chômage avant la reprise d emploi ou l ancienneté de chômage si aucun emploi n est obtenu à l issue de l épisode de chômage ; de l autre, la séquence éventuelle des activités occasionnelles exercées mois par mois au cours de cette période de chômage. Sur le plan méthodologique, l un des problèmes prioritaires à résoudre dans l évaluation d un lien causal entre les pratiques d activités occasionnelles au sein d un épisode de chômage et la reprise d un emploi concerne l existence probable de biais d hétérogénéité. Il est en effet possible qu une part de l hétérogénéité individuelle se retrouve déterminante à la fois au cours du processus d exercice d une activité réduite et au cours du processus d insertion sur le marché du travail. Dans la mesure où une part de cette hétérogénéité n est pas observable, la non prise en compte de cette dernière composante engendrerait un biais dans l estimation d un processus de durée du chômage seulement expliqué, outre par les caractéristiques individuelles observables, par la présence éventuelle d activités occasionnelles au cours de l épisode de chômage. Une méthode permettant de résoudre cette difficulté consiste à estimer conjointement les deux processus par la méthode du maximum de vraisemblance, en y introduisant explicitement des termes corrélés rendant compte de toute l hétérogénéité non observable (Mc Call ; Ham et Lalonde, 1996). Deux formes de probabilités vont constituer la base des contributions à la fonction de vraisemblance (pour l écriture de cette fonction, on consultera Granier et Joutard, 1998) : celle relative aux probabilités conditionnelles de rester ou non au chômage après s mois sachant qu on y est resté au moins (s-1) mois, étant donné la séquence complète d activité réduite ; celle relative aux probabilités d exercer une activité réduite au cours de chaque mois passé à rechercher un emploi. Dans la mesure où chacune concerne l éventuelle occurrence d un événement d un côté, accéder à un emploi au cours d un mois donné sachant que la recherche était infructueuse jusque là, de l autre, exercer une activité occasionnelle au cours d un mois de chômage, la formulation d un modèle de type logit peut être retenue dans les deux cas (cf. encadré 3). Tableau 2 Fréquence d activité réduite Activité réduite Premier épisode de chômage Fréquence (%) Premier épisode de chômage Horaire mensuel moyen (fréquence en % des mois d activité résuite à temps plein 169 heures) Épisodes de chômage entre septembre 1993 et juillet 1996 Fréquence (%) Hommes 0moisenactivité réduite 76, ,6 Entre 1 et 3 mois 15,2 67,92 7,0 24,2 Entre 4 et 6 mois 4,8 94,72 14,4 8,1 Entre7et12mois 2,1 96,60 15,6 7,5 Plus de 12 mois 1,9 100,63 14,2 4,6 Femmes 0moisenactivité réduite 72, ,8 Entre 1 et 3 mois 16,1 60,63 5,4 21,4 Entre 4 et 6 mois 4,2 76,77 8,3 7,8 Entre7et12mois 3,9 80,90 7,5 9,8 Plus de 12 mois 2,9 81,11 7,1 7,3 Lecture :76%des hommes n ont jamais exercé d activité réduite au cours du premier épisode de chômage de la période d observation. Ils ne sont plus que 55 % sur tous les épisodes de la période d observation. Pour les hommes exerçant au cours de leur premier épisode de chômage entre 1 à 3 mois d activité réduite, l horaire moyen de ces dernier mois est de 67,92 heures alors que 7%de ces mois sont à temps plein (169 heures et plus). Champ : échantillon de flux de demandeurs d emploi entre septembre et novembre Source : fichier historique des demandeurs d emploi - ANPE. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 137

6 Encadré 3 ESTIMATION DE LA PROBABILITÉ CONDITIONNELLE DE SORTIE DU CHÔMAGE Si les variables aléatoires non négatives T et N s désignent respectivement la durée du chômage avant emploi et l occurrence ou non d une activité réduite au cours du mois s - codée 0 ou 1 -, la probabilité conditionnelle de rester au chômage est : P T s T s 1,N 1 s, T 1 exp X s T 1 alors que la probabilité conditionnelle de reprise d emploi est P T s T s 1,N 1 s, T 1 exp X s T 1 N 1 s regroupe les réalisations des variables N 1 à N s. La probabilité d exercer une activité réduite au cours d un mois de chômage est définie d une manière similaire : s P N s 1 T s 1, N 1 1, N 1 exp Z s N 1 Les fonctions X s et Z s sont données respectivement par : X s X f n 1,, n s T s Z s X g n 1,, n s 1 N s Elles contiennent trois séries de variables observables. Ces fonctions dépendent tout d abord d un ensemble de caractéristiques individuelles - regroupées respectivement dans les matrices X et Z. Au sein du processus de durée duchômage sont introduits l âge, l âge au carré, la situation familiale, la nationalité (française ou non), le niveau d éducation (en six postes) et des variables relatives à la situation du demandeur au moment de l inscription (est-il inscrit à la suite d une fin de contrat de travail, ou bien est-il primo-demandeur?). S agissant de la partie relative au processus d exercice occasionnel, la catégorie d emploi recherchée (en 12 postes) et les niveaux de qualification (regroupés en six postes) s ajoutent aux variables précédemment retenues. De plus, la dépendance du processus d activité réduite à l égard des pratiques d activité réduite passées est représentée par la fonction g n 1,, n s. À des fins de simplification, nous 1 introduisons un seul terme retardé indiquant si l agent adéjà exercé une activité réduite au cours des mois précédents. On fait dépendre la probabilité conditionnelle de sortie du chômage des pratiques courantes et passées d activité réduite à travers la fonction f n 1,, n s qui, au sein de la fonction X s définit une combinaison linéaire de variables évoluant au cours de l épisode de chômage : 9 HEUR 1 9 s 10 HEUR s 11 HEUR 16 s où - AR k l (k l 1 6,7 12, 13 18, 19 24, 25 ) représente des variables muettes prenant la valeur 1 si le mois considéré fait partie de l intervalle [k, l ] et que l individu y exerce alors une activité réduite. Elles mesurent l effet d exercer une activité occasionnelle entre le k ième et le l ième mois de chômage. Par exemple, le terme AR 7 12 prend la valeur 1 à chaque mois compris entre le septième et le douzième lorsque l individu y exerce une activité réduite. Ces termes capturent l effet courant d occuper un emploi réduit ou occasionnel suivant le moment de l épisode de chômage où cette activité s exerce. Ils permettent ainsi de pouvoir différencier les effets au cours de la durée dechômage. AR désigne une variable muette égale à 1dès que l individu a exercé une activité occasionnelle au cours des mois précédents. ARMOIS désigne le nombre de mois passés en activité réduite depuis le début de la recherche d emploi. Cette variable rend compte de l effet cumulé de l exercice passé d une activité réduite. ARMOIS 2 correspond à la variable précédente mise au carré. HEUR k l (k l 1 9,10 15, ou 16) représente le nombre d heures consacrées à l activité réduite exercée au cours d un mois compris entre le k ième et le l ième mois de chômage. On a cherché àsavoir si les emplois occasionnels pouvaient exercer un effet différencié sur la sortie du chômage suivant le temps que leur consacrent les chômeurs. La troisième composante des fonctions X s et Z s correspond à une fonction polynomiale de s à l ordre 5 qui rendra compte de la dépendance de ces probabilités à l égard de la durée passée auchômage - respectivement T s et N s. L hétérogénéité non observable est quant à elle représentée par l introduction d une variable aléatoire scalaire propre à chaque processus - respectivement T et N. Afin de corriger du biais de sélection, nous considérons que les deux termes T et N sont conjointement distribués suivant une loi discrète représentée par deux points de support pour chaque composante d hétérogénéité (McCall (1996), Ham et Lalonde (1996), Bonnal et al. (1997) retiennent des formulations comparables). T T1 et N T2 N1 N2 où ces valeurs surviennent avec les probabilités suivantes : p 1 P T T1, N N1 p 2 P T T1, N N2 p 3 P T T2, N N1 f n 1,, n s 1 AR 1 6 s 2 AR 7 12 s p 4 P T T2, N N2 3 AR s 4 AR19 24 s 5 AR 25 s 6 AR s 7 ARMOIS s 8 ARMOIS s 2 Deux cas polaires peuvent alors être identifiés : une absence de sélection endogène lorsque p 1 p 4 p 2 p 3 et une parfaite corrélation entre T et N lorsque p 2 p ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

7 Un niveau d études plus élevé accompagne l activité réduite Bien que les résultats soient issus d une procédure d estimation jointe, on a conservé une présentation séparée, plus simple à interpréter, pour chacun des deux aspects développés cidessus. Après avoir décrit le profil des demandeurs d emplois exerçant une activité réduite et étudié l insertion des phases correspondantes au sein de l épisode de chômage, on cherche si ces pratiques ont un effet sur la probabilité de sortie du chômage. Nous cherchons tout d abord à mettre à jour d éventuels profils particuliers des demandeurs d emploi exerçant une activité réduite. Deux estimations distinctes pour les hommes et pour les femmes ont été réalisées afin de repérer des pratiques différenciées selon le sexe (cf. tableaux 3-A et 3-B). L exercice d une activité réduite tout comme la probabilité de sortie du chômage peuvent être affectés à la fois par la durée de l épisode de chômage et par le nombre d épisodes de chômage connus. Prendre en compte le nombre d épisodes de chômage pour mettre en évidence d éventuels phénomènes de récurrence nécessiterait toutefois de se restreindre à un sous échantillon de demandeurs n ayant jamais travaillé (5) (d individus inscrits pour la première fois à l ANPE et n ayant jamais occupé d emploi). Or, comme nous le verrons par la suite, le motif d inscription au chômage est assez déterminant dans la pratique d activité réduite. Pour cette raison, nous avons choisi de négliger de tels phénomènes (6). Le souci n étant pas ici d étudier les phénomènes de récurrence, l estimation ne concernera que les individus dans leur premier épisode de chômage sur la période d observation (mais ayant pu connaître dans le passé d autres inscriptions à l ANPE). Les variables explicatives tiennent d une part aux caractéristiques individuelles (âge, nationalité, situation familiale, niveau d éducation, CSP, secteur de l emploi recherché), et d autre part à l épisode de chômage. Sont notamment pris en compte sa durée, la pratique antérieure d activité réduite et le motif d entrée au chômage. L influence des caractéristiques individuelles est le plus souvent significative. C est ainsi que le diplôme, dès lors qu il correspond à un niveau d étude supérieur au BEPC, semble sensiblement favoriser la présence de phases d activités réduites au sein des épisodes de chômage. Au-delà du BEPC, la relation entre le niveau d études et la probabilité d exercer une activité réduite est positive et relativement linéaire. Cet effet de la formation initiale apparaît plus déterminant chez les femmes. La moindre influence de la formation initiale chez les hommes semble compensée par l impact plus important de la qualification. Dans la population masculine, seuls les cadres ne semblent pas connaître une probabilité significativement plus élevée d exercer une activité réduite que les manœuvres et les ouvriers spécialisés, la palme en la matière revenant aux ouvriers qualifiés. Dans la population féminine, seules les ouvrières qualifiées et les employées non qualifiées ont une probabilité d exercer une activité réduite significativement différente de celle des manœuvres et des ouvrières spécialisées. Cette probabilité est supérieure pour les premières et inférieure pour les secondes. La probabilité d exercer une activité réduite dépend également de la profession recherchée par le demandeur d emploi appréhendée au travers du code ROME (7). Certains métiers influencent la pratique d activité réduite sans distinction nette entre hommes et femmes. C est en particulier le cas des métiers des transports et de l industrie qui semblent favoriser cette pratique alors qu à contrario l activité réduite est moins fréquente parmi les individus recherchant un emploi dans la gestion ou la distribution. L influence du métier peut également être distincte selon le sexe. Chez les hommes, la pratique d activité réduite est ainsi plus fréquente parmi les chômeurs recherchant un emploi dans les métiers de la santé et, dans une moindre mesure, du BTP. Chez les femmes c est la recherche d un emploi dans les services aux personnes et dans l hôtellerie qui paraît favoriser cette pratique. L exercice d activité réduite est également dépendante de l âge sans que cette influence soit toujours simple : non linéaire, elle se différencie 5.Cettecatégoriededemandeursseradésignéeparlasuitesous le nom de «primo-demandeurs». 6. La non prise en compte des phénomènes de récurrence constitueàl évidenceunelimiteduprésenttravail.apprécierplus finement les effets des pratiques d activités réduites sur les trajectoiresultérieuresdesindividusconcernésnécessiteraitque des précisions soient apportées sur le caractère plus ou moins durable des emplois éventuellement recouvrés. Une étude ultérieure devrait privilégier cet aspect. 7. Répertoire Opérationnel des Métiers et des Emplois. Le code ROME est une nomenclature codifiée des demandes d emploi de l ANPE. Le code ROME renseigne sur les métiers recherchés mais pas sur les métiers exercés durant les phases d activité réduite. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 139

8 suivant le sexe. La probabilité d exercer une activité réduite commence par augmenter avec l âge avant de diminuer. Le retournement de tendance intervient plus tardivement chez les femmes que chez les hommes : au-delà de 40 ans pour les premières, autour de 30 ans pour les seconds. La situation familiale n exerce une influence significative qu au sein de la population féminine. Les femmes vivant seules pratiquent plus fréquemment une activité réduite que celles vivant en couple. L activité réduite est la plus fréquente au bout d un an de chômage Le déroulement de l épisode de chômage peut influencer la pratique d activité réduite. La durée passée au chômage, le motif d inscription ou encore le fait d avoir préalablement exercé une activité réduite peuvent en particulier s avérer déterminants. Les résultats obtenus suggèrent que la pratique antérieure d une activité réduite au cours de Graphique II Probabilité d exercer une activité réduite A - Hommes B - Femmes l épisode de chômage augmente très sensiblement la probabilité instantanée d exercer une activité réduite. La pratique antérieure d au moins une activité réduite étant naturellement d autant plus fréquente que l épisode de chômage se prolonge, ses effets retardés sont susceptibles de biaiser l estimation de l influence propre qu exerce l ancienneté au chômage sur ces pratiques. Deux méthodes alternatives sont susceptibles de corriger ce biais. La première mise ici en œuvre, est relativement indirecte : elle consiste à estimer la dépendance, vis-à-vis de l ancienneté de chômage, de la probabilité d exercer une activité réduite un mois donné en contrôlant simultanément l impact des pratiques antérieures d activité réduites. Le graphique II qui concerne respectivement les populations masculines et féminines décrit ainsi l évolution, en fonction de l ancienneté au chômage, de ces probabilités sous l hypothèse d absence d exercice antérieur d activité réduite (8). La seconde méthode aurait consisté à estimer la probabilité conditionnelle de pratiquer pour la première fois une activité réduite. L influence propre de la durée du chômage sur la pratique d activité réduite adopte un profil contrasté entre les hommes et les femmes (cf. graphique II). Dans la population masculine, la probabilité d exercer une activité réduite la première fois au cours de l épisode s élève régulièrement tout au long de la première année de chômage avant de décroître. Pour les femmes, la probabilité d exercer une activité réduite diminue avec l ancienneté au tout début de l épisode de chômage avant d augmenter. Comme pour les hommes, c est autour d un an d ancienneté de chômage que l exercice d une première activité réduite est le plus fréquent. Cependant, l influence propre de l ancienneté au chômage semble ici moins déterminante que dans le cas des hommes. Après 28 mois passés au chômage, l influence propre de l ancienneté devient très négative mais la prudence s impose sur ce point étant donné la faiblesse des échantillons qui sont alors considérés. Interpréter cette dépendance vis-à-vis de la durée est délicat. Remarquons d abord que la procédure d estimation retenue dans cette étude qui consiste à estimer de manière jointe le processus d activité réduite et celui de sortie du chômage en tenant compte de composantes d hétérogénéité non observées communes aux deux processus devrait permettre de contrôler les effets de dépendance vis-à-vis de la durée du chômage dus à la Source : fichier historique des demandeurs d emploi - ANPE 8. Dans ces graphiques, l individu concerné présente les caractéristiques de référence et est âgé de 25 ans. 140 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

9 Tableau 3 Probabilité d exercer une activité réduite A - Hommes Variables Paramètres Écarts-types Fonction polynomiale Ancienneté de chômage - 0,1535 0,0236 (Ancienneté de chômage) 2 0,0476 0,0023 (Ancienneté de chômage) 3-0,0039 0,00007 (Ancienneté de chômage) 4 0, , (Ancienneté de chômage) 5-0, , Exercice d activité réduite avant la date courante 2,2542 0,0317 Diplôme (référence : sans diplôme) Niveau BEPC - 0,1541 0,0524 Niveau secondaire 0,0995 0,0308 Niveau bac 0,2864 0,0461 Niveau bac+ 2 0,1488 0,0605 Niveau bac+ 4 0,2664 0,0686 Célibataire 0,0136* 0,0271 Nationalité française 0,2794 0,0366 Âge 0,0322 0,0090 (Âge) 2-0,0005 0,0001 Motif d inscription à l ANPE (référence : démission ou licencenciement) Fin de contrat - 1 à 3mois 0,9406 0,0554 Fin de contrat - 4 mois et + 0,1282 0,0254 Primo-demandeurs - 1 à 3mois 0,1734 0,0777 Primo-demandeurs - 4 mois et + - 0,0286* 0,0367 Domaine professionnel recherché (référence : autres domaines) Métier inconnu - 0,0755* 0,0740 Services aux personnes 0,0252* 0,0751 Services administratifs 0,1876 0,0590 Hôtellerie et restauration - 0,1207* 0,0750 Distribution et force de Vente - 0,1682 0,0723 Santé 0,5197 0,1775 Gestion commerciale - 0,2994 0,0795 BTP 0,2151 0,0621 Transport 0,3551 0,0570 Industries (graphiques, métaux, ameublement, etc.) 0,3388 0,0572 Techniciens, ingénieurs, cadres dans l industrie 0,1997 0,0698 Qualification (référence : manœuvre et ouvrier spécialisé) Ouvrier qualifié 0,3253 0,0326 Employé non qualifié 0,1668 0,0471 Employé qualifié 0,1679 0,0382 Technicien et agent de maîtrise 0,1485 0,0587 Cadre - 0,0432* 0,0704 Lecture : *coefficient non significatif au seuil de 5%. Champ : premier épisode de chômage sur la période d observations. Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. B - Femmes Variables Paramètres Écarts-types Fonction polynomiale Ancienneté de chômage - 0,5237 0,0228 (Ancienneté de chômage) 2 0,1007 0,0021 (Ancienneté de chômage) 3-0,0075 0,00007 (Ancienneté de chômage) 4 0,0002 0, (Ancienneté de chômage) 5-0, , Exercice d activité réduite avant la date courante 2,5363 0,0263 Diplôme (référence : sans diplôme) Niveau BEPC 0,0245* 0,038 Niveau secondaire 0,1001 0,0263 Niveau bac 0,3042 0,0353 Niveau bac+2 0,3813 0,0429 Niveau bac+4 0,4078 0,0605 Célibataire 0,161 0,023 Nationalité française 0,4707 0,0373 Âge 0,0233 0,0071 (Âge 2) - 0,0002 0,00009 Motif d inscription à l ANPE (référence : démission ou licencenciement) Fin de contrat - 1 à 3mois 0,7567 0,0522 Fin de contrat - 4 mois et + - 0,0738 0,0212 Primo-demandeurs - 1 à 3mois -0,0757* 0,069 Primo-demandeurs - 4 mois et + - 0,2022 0,0281 Domaine professionnel recherché (référence : autres domaines ) Métier inconnu 0,0172* 0,0419 Services aux personnes 0,2096 0,0269 Services administratifs 0,0338* 0,0401 Hôtellerie et restauration 0,1254 0,0485 Distribution et force de Vente - 0,1498 0,0317 Santé - 0,0967* 0,0964 Gestion commerciale - 0,2305 0,059 BTP - 1,0359* 1,7345 Transport 0,2445 0,0525 Industries (graphiques, métaux, 0,161 0,0364 ameublement, etc.) Techniciens, ingénieurs, cadres dans l industrie - 0,2956 0,0706 Qualification (référence : manœuvre et ouvrier spécialisé) Ouvrier qualifié 0,1219 0,0474 Employé non qualifié - 0,0862 0,0357 Employé qualifié 0,0566* 0,0343 Technicien et agent de maîtrise 0,0178* 0,0633 Cadre 0,0768* 0,0782 Lecture : *coefficient non significatif au seuil de 5%. Champ : premier épisode de chômage sur la période d observations. Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 141

10 transformation de la structure de la population. Les explications doivent donc être recherchées ailleurs. Il est possible que la dépendance positive observée durant la première année de chômage pour les hommes et entre les quatrième et douzième mois chez les femmes soit le reflet de comportements en réponse aux mécanismes d incitations : les demandeurs d emploi qui se trouvent confrontés à des épisodes prolongés de chômage et exposés de ce fait à une clôture de leur droits sont davantage enclins à une pratique d activité réduite leur permettant de repousser cette échéance. Il est également envisageable que les agents réagissent à la diminution du taux de prélèvement implicite au fur et à mesure que la durée du chômage s allonge. La dépendance négative observée au tout début de l épisode de chômage pour la seule population féminine est plus délicate à interpréter. Il faut toutefois noter que la probabilité estimée d exercer une première activité réduite pourrait être surévaluée dans les tout premiers mois de l épisode de chômage, les exercices passés d activités réduites y étant très peu fréquents. Cet artefact statistique commun aux deux populations serait «masqué» pour la population masculine par une progression des pratiques d activités réduites beaucoup plus sensible que chez les femmes. Dans ce contexte, l information révélée par cette dépendance négative spécifique aux femmes serait sans doute avant tout une confirmation d un profil des pratiques d activités réduites plus plat chez les femmes que chez les hommes. L expérience de la précarité intensifie les pratiques d activité réduite L influence du motif d inscription au chômage (la référence étant le licenciement ou la démission(9)) a été étudiée pour deux durées distinctes de l épisode de chômage : une ancienneté inférieure à quatre mois et une ancienneté supérieure. Cette influence du motif d inscription au chômage apparaît surtout déterminante au cours des premiers mois de chômage. Les pratiques d activités réduites auraient ainsi tendance à converger lorsque l ancienneté au chômage s allonge. Au début de l épisode, elles sont relativement moins fréquentes pour les individus au chômage à la suite d un licenciement ou d une démission que dans le cas de fin de contrat à durée déterminé ou de première entrée sur le marché du travail. Cette différence tend à s atténuer, voire à s inverser lors d épisodes de chômage plus prolongés. Il est possible que ce phénomène traduise un comportement spécifique à cette catégorie de demandeurs : ayant démissionné d un emploi jugé peu satisfaisant ou ayant été licenciés d un emploi à durée indéterminée, de tels chômeurs ne seraient pas candidats à des activités réduites, préférant durant les premiers mois de l épisode de chômage, consacrer leur temps et leur indemnité à la recherche d un emploi stable. Cette explication par le comportement peut également s appliquer à une autre observation concernant cette fois les individus entrés au chômage à la suite d une fin de contrat de travail. Il est frappant de constater que ces personnes se distinguent par des pratiques d activités réduites relativement plus fréquentes que les autres demandeurs d emploi, ce phénomène étant particulièrement marqué au début de l épisode de chômage. Plus habitués, souvent malgré eux, aux situations précaires, les individus entrés au chômage à l issue d un CDD seraient davantage disposés à accepter des propositions d activités réduites. Il se pourrait ainsi que la pratique d activités réduites, en particulier au cours des premiers mois de chômage, soit le signe de difficultés d insertion durables rencontrées par une fraction de la population et reflète une accoutumance, faute de mieux, aux situations d emplois instables. Les pratiques d activités réduites des primodemandeurs qui, par définition, n ont jamais travaillé et ne bénéficient donc d aucun droit à l indemnisation sont susceptibles d apporter des éléments d information sur l efficacité des mécanismes d incitation à la pratique d activités réduites. Il est ainsi frappant de constater, en comparant le comportement des primo-demandeurs, pour lesquels le taux de prélèvement implicite sur le revenu d activité réduite est toujours nul, à celui des individus licenciés, que ces derniers connaissent des pratiques d activités réduites plus intensives lorsque l épisode de chômage se prolonge et que le taux de prélèvement diminue (10). Ce résultat suggère, assez indirectement, que les mécanismes d intéressement pourraient jouer un rôle dans les pratiques d activités réduites. 9. Ces deux catégories ont été regroupée mais il s agit essentiellement d individus licenciés. Les démissionnaires ne représentent que 5%de l échantillon. 10.Chezleshommes,lecœfficientdesprimo-demandeursest significatif et positif au cours des trois premiers mois puis devient non significatif. Chez les femmes, il est d abord non significatif puis devient négatif. 142 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

11 La pratique d une activité réduite n influence positivement la reprise immédiate d un emploi qu autour d une année passée au chômage... Parmi les variables introduites dans la modélisation du processus de sortie du chômage, plusieurs ont trait aux pratiques d activités réduites. Sont ainsi considérés l exercice d une activité réduite dans la période courante, le nombre d heures consacrées à cette activité, mais aussi la pratique antérieure d au moins une période d activité réduite et le nombre de mois passés en activité réduite. La prise en compte de variables reflétant à la fois les pratiques courantes et antérieures d activités réduites permet de distinguer les effets courants des effets persistants sur le processus de reprise d emploi. Il est par ailleurs possible que les pratiques d activités réduites influencent la reprise d emploi différemment selon la durée passée au chômage. Afin de prendre en compte cette dimension dynamique, les variables relatives aux pratiques courantes d activités réduites ont été croisées avec l ancienneté au chômage. Les autres variables introduites dans la modélisation du processus de sortie du chômage concernent, d une part, certaines caractéristiques individuelles observables et, d autre part, le motif d inscription au chômage ainsi que la durée de l épisode de chômage. On observe sans surprise que le niveau d éducation a une influence positive significative sur la sortie du chômage (cf. tableaux 4-A et 4-B). La probabilité de sortie du chômage des hommes est plus importante chez ceux qui vivent en couple tandis que l inverse est observé chez les femmes. Cette divergence entre ces deux populations est aujourd hui bien établie. Plus inhabituelle et plus surprenante est l absence d influence de l âge dans la population féminine. On doit toutefois noter qu un constat similaire a été établi par Bonnal et Fougère (1990) mais pour la population masculine (11). Concernant le motif d inscription à l ANPE, on observe que les individus au chômage en raison d une fin de contrat de travail connaissent une probabilité de sortie du chômage significativement plus forte que les autres demandeurs d emploi, cet effet étant particulièrement important dans la population féminine. La fréquence de sortie des primo demandeurs ne s écarte significativement pour sa part de celle de la population de référence que pour les hommes au début de leur épisode de chômage, l écart étant alors négatif. Ces résultats sont assez proches de ceux obtenus dans d autres études sur le sujet (Bonnal et Fougère, 1990 ; Ruggiero, 1992). L explication pourrait être assez similaires à celle invoquée précédemment à propos des pratiques différenciées d activités réduites. Alors que la part relative des propositions d emploi à durée déterminée ne cesse d augmenter, les personnes n ayant pas par le passé expérimenté ce type de contrat se montreraient réticentes à accepter une telle précarité et poursuivraient de ce fait plus longtemps la recherche d un emploi stable. Concernant à présent les pratiques d activités réduites, une première observation s impose : l influence de la pratique courante d une activité réduite sur le taux de sortie du chômage est fortement dépendante de l ancienneté au chômage lorsque cette pratique s exerce. On observe que c est au cours de la période pour laquelle la probabilité d exercer une activité réduite tenant compte des pratiques passées est proche de son maximum que cette dernière influence positivement l insertion sur le marché du travail (entre le septième et le douzième mois de chômage chez les femmes et entre le treizième et le dix-huitième mois de chômage chez les hommes). L explication est peut-être à rechercher dans le comportement des demandeurs d emplois à l approche de la fin des droits à l indemnisation (Joutard et Ruggiero, 1994). Autour d une année passée au chômage, les demandeurs d emploi intensifieraient leur effort de recherche, la pratique d activité réduite participant de cet effort. Cette recherche plus intensive expliquerait à la fois une fréquence plus élevée des «premières» activités réduites et une probabilité de sortie du chômage plus importante pour les personnes concernées. L activité réduite constituerait ainsi une voie d insertion sur le marché du travail d individus pratiquant une recherche plus active. Ce constat général masque des différences sensibles entre les populations masculine et féminine. La pratique courante d activités réduites facilite l insertion plutôt pour les femmes que pour les hommes et son effet est alors de moindre 11. Comme le souligne ces auteurs cette absence d influence peut être liée à la spécification en continu de cette variable. Il est possible que l influence de l âge aurait été mieux prise en compte en retenant des tranches d âge (encore que le carré de la variable soit également non significatif). ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 143

12 Tableau 4 Probabilité conditionnelle d une reprise d emploi A - Hommes Variables Paramètres Écarts-types Fonction polynomiale Ancienneté de chômage -0,1898 0,0545 (Ancienneté de chômage) 2 0,0323 0,0108 (Ancienneté de chômage) 3-0,0027 0,0008 (Ancienneté de chômage) 4 0, ,00003 (Ancienneté de chômage) 5 0, , Diplôme Niveau BEPC 0,0659* 0,0774 Niveau secondaire 0,4225 0,0476 Niveau bac 0,3926 0,0607 Niveau bac + 2 0,7753 0,0616 Niveau bac + 4 0,5775 0,0698 Célibataire - 0,36 0,0398 Nationalité française 0,2977 0,0564 Âge - 0,0361 0,0122 (Âge) 2 0,0002* 0,00017 Motif d inscription à l ANPE Fin de contrat - 1 à 3mois 0,2231 0,0566 Fin de contrat - 4 mois et + 0,2675 0,0417 Primo-demandeurs - 1 à 3mois - 0,1891 0,0733 Primo-demandeurs - 4 mois et + 0,0111* 0,0553 Activité Réduite Exercice courant d une activité réduite - entre le 1 er et le 6 e mois 0,0629* 0, entre le 7 e et le 12 e mois 0,1611* 0, entre le 13 e et le 18 e mois 0,4307 0, entre le 19 e et le 24 e mois - 0,0373* 0, à partir du 25 e mois 0,1718* 0,234 Nombre d heures dans l exercice courant - entre le 1 er et le 9 e mois - 0,0007* 0, entre le 10 e et le 15 e mois - 0,0032 0, à partir du 16 e mois 0,0012* 0,0013 À exercé une act. réd. (AR) 0,3153 0,0617 Nombre de mois connus en AR - 0,0929 0,0277 Nombre de mois connus en AR 2 0,0032 0,0013 Termes d hétérogénéité - 2,2741 0,2522-2,405 0,2403-3,0967 0,1926-5,5862 0,1956 P 1 = Prob. ( T 0,1844 0,0087 P 2 = Prob. ( 0,0 0,0 P 3 = Prob. ( 0,0 0,0 Note : -log(l) = Lecture : *coefficient non significatif au seuil de 5%. Champ : premier épisode de chômage sur la période d observation. Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. B - Femmes Variables Paramètres Écarts-types Fonction polynomiale Ancienneté de chômage 0,0005* 0,066 (Ancienneté de chômage) 2-0,0107* 0,0128 (Ancienneté de chômage) 3 0,0006* 0,001 (Ancienneté de chômage) 4-0,000007* 0,00003 (Ancienneté de chômage) 5-0, * 0, Diplôme Niveau BEPC 0,148* 0,0939 Niveau secondaire 0,2969 0,0687 Niveau bac 0,6563 0,0801 Niveau bac + 2 1,1191 0,0912 Niveau bac + 4 1,1339 0,0954 Célibataire 0,2651 0,0505 Nationalité française 0,4149 0,0914 Âge - 0,0018* 0,0165 (Âge) 2-0,00006* 0,0002 Motif d inscription à l ANPE Fin de contrat - 1 à 3mois 0,5137 0,0728 Fin de contrat - 4 mois et + 0,7437 0,0645 Primo-demandeurs - 1 à 3mois - 0,0827* 0,0879 Primo-demandeurs - 4 mois et + 0,1158* 0,0691 Activité Réduite Exercice courant d une activité réduite -Entrele1 er et le 6 e mois 0,1266* 0,1205 -Entrele7 e et le 12 e mois 0,249 0, Entre le 13 e et le 18 e mois 0,0066* 0, Entre le 19 e et le 24 e mois - 0,5405 0, À partir du 25 e mois - 0,1092* 0,2221 Nombre d heures dans l exercice courant -Entrele1 er et le 9 e mois 0,002 0,001 - Entre le 10 e et le 15 e mois 0,0014* 0, À partir du 16 e mois 0,0037 0,0014 À exercé une act. réd. (AR) 0,2349 0,0727 Nombre de mois connus en AR 0,1359 0,0338 Nombre de mois connus en AR 2-0,0065 0,0016 Termes d hétérogénéité - 5,4946 0,3791-3,656 0,335-2,206 0,1501-4,8286 0,1519 P 1 = Prob. ( ) 0,1271 0,0112 P 2 = Prob. ( ) 0,458 0,0606 P 3 = Prob. ( ) 0,0341 0,0115 Note : -log(l) = Lecture : *coefficient non significatif au seuil de 5%. Champ : premier épisode de chômage sur la période d observations. Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. 144 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

13 ampleur. Dans le même ordre d idée, on constate que si l exercice courant d activités réduites n entrave jamais la reprise d un emploi pour leshommes,ilretardeleretouràl emploides femmes entre le dix-huitième et le vingt-quatrième mois de chômage. Au total, il semble donc que la pratique courante d une activité réduite facilite davantage l insertion des hommes que celle des femmes sur le marché du travail.... mais ses effets retardés sont déterminants L activité réduite semble finalement influencer assez peu les perspectives de sortie immédiate du chômage. En revanche, son influence sur la probabilité future de sortie du chômage s avère significativement positive. Un tel constat suggère que si la pratique d une activité réduite ne s accompagne pas toujours d une probabilité d embauche immédiate plus importante, elle constitue le gage d une insertion différée plus favorable. Cet effet décalé de l activité réduite n est pas véritablement surprenant. Il est en effet envisageable que la pratique d une activité réduite ne favorise pas une embauche immédiate en raison, entre autres, d une moindre disponibilité pour la recherche d emploi mais qu elle contribue par contre à maintenir les travailleurs dans les circuits d insertion et à entretenir leur capacité à assumer un emploi. L influence du nombre d heures passés en activité réduite durant le mois courant et celle du cumul des mois passés dans ces activités fournissent un éclairage non dénué d ambiguïté sur les différents mécanismes par le biais desquels l activité réduite influencerait la sortie du chômage. Ces influences révèlent par contre encore plus fortement les effets différenciés des pratiques d activités réduites sur l insertion des hommes et des femmes. On remarque ainsi que dans la population masculine l effet favorable de la pratique courante d une activité réduite est d autant plus fort que le nombre d heures consacrées à cette activité est faible. Inversement, l effet défavorable, observé chez les femmes, de l exercice courant d une activité réduite est d autant moins prononcé que le temps correspondant est important. De même, alors que le cumul des durées passés en activité réduite favorise la sortie des femmes du chômage, il entrave le retour à l emploi de leurs homologues masculins. Ces effets différenciés des pratiques d activités réduites demeurent en l état actuel difficiles à expliquer. Il est intéressant sur ce point de constater qu il existe également une forme d opposition entre les deux populations au niveau des termes d hétérogénéité non observée. La population masculine se compose globalement de deux groupes d individus : les individus appartenant au premier groupe connaissent un taux de sortie du chômage légèrement plus élevé que ceux du second et ont une pratique beaucoup plus importante d activité réduite. La population féminine semble plus hétérogène puisque l on peut y distinguer quatre groupes d individus. Les deux groupes n apparaissant pas chez les hommes sont d une importance non négligeable chez les femmes. 40 % d entre elles ont une pratique importante d activité réduite qui s accompagne d un taux de sortie du chômage relativement faible et 12 % connaissent une pratique peu intensive d activité réduite alors même qu elles bénéficient d un taux élevé de sortie du chômage. Cette relative opposition dans la corrélation des termes d hétérogénéité non observée renforce l idée selon laquelle la pratique d activité réduite durant l épisode de chômage obéit sans doute à des logiques différentes au sein des populations masculine et féminine. Les effets différenciés de ces pratiques sur la sortie du chômage seraient en partie un reflet de ces logiques divergentes. Il ressort des estimations que les effets de l activité réduite sur la probabilité de transition vers l emploi sont finalement complexes. Se conjuguent des effets immédiats et des effets persistants n allant pas toujours dans le même sens. Pour mesurer plus précisément l interaction de ces effets immédiats et persistants des pratiques d activités réduites, il peut être commode de se référer à différents scénarios. Pour chaque population (masculine et féminine), deux scénarios distinguant le moment de l épisode de chômage dans lequel s insère la pratique d activité réduite ont été élaborés. On a représenté la probabilité conditionnelle de retrouver un emploi un mois donné sachant qu au cours du mois précèdent, l individu était encore à la recherche d un emploi. Une telle approche incorpore et complète les effets précédemment signalés en permettant d apprécier l influence ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 145

14 de chaque mois supplémentaire d activité réduite de même que les effets persistants de ces pratiques. Dans chacun de ces scénarios, l individu considéré est supposé entrer en activité réduite pour une durée de trois mois, à condition bien entendu qu il ne soit pas sorti du chômage entre temps. Dans le scénario 1, qui concerne la population masculine, l activité réduite débute à l issue du second mois de chômage (cf. graphique III). Le premier mois d exercice n a pas d influence immédiate sur la probabilité de sortie, mais élève la probabilité de transition vers l emploi dès le mois suivant. Cet effet décalé persiste tandis que l accumulation des mois passés en activité réduite exerce son influence défavorable. À l issue des trois mois d activité réduite, l effet décalé de la pratique passée domine de sorte que la probabilité de sortie reste, tout au long de l épisode de chômage, légèrement supérieure à celle d un individu comparable n ayant pas exercé d activités réduites. Dans le scénario 2 qui concerne lui aussi la population masculine, l activité réduite débuteavecletreizièmemoisdechômage(cf. graphique IV). Les effets sont sensiblement similaires à ceux décrits précédemment à ceci près que la pratique d activité réduite exerce une influence immédiate positive sur la probabilité de sortie du chômage, influence qui dès le second mois se conjugue avec l effet décalé de la pratique passée. Graphique III En dehors de l influence des pratiques d activités réduites, les graphiques précédents mettent également en évidence la dépendance de la probabilité de sortie du chômage vis-à-vis de la durée. Il apparaît, concernant la population masculine, qu en contrôlant l hétérogénéité non observée, cette relation est toujours négative et ce dès le début de l épisode de chômage. Cette observation est en contradiction avec les résultats obtenus dans d autres études sur ce thème (Bonnal et Fougère, 1990 ; Cases et Lollivier, 1994). Cette divergence dans les résultats est assez surprenante même si les données utilisées par Cases et Lollivier leurs permettent de distinguer différentes issues dans la sortie du chômage vers l emploi. L absence de prise en compte, dans les études citées, des pratiques d activités réduites durant l épisode de chômage participe sans doute à l explication de ces divergences mais elle n en explique certainement pas la totalité. En ce qui concerne les femmes, le premier scénario envisagé est le même que celui des hommes. L activité réduite débute dès le second mois de chômage et n exerce aucun effet immédiat sur la probabilité de transition vers l emploi. La probabilité de sortie s améliore dès le mois suivant en raison de l effet décalé de la pratique passée. L accumulation des mois passés en activité réduite renforce ensuite l effet décalé positif. Dans le second scénario, l activité réduite ne débute qu au dix-neuvième mois de chômage. L effet immédiat sur la probabilité de reprise d emploi est défavorable. Lors du second mois Graphique IV Effet de l activité réduite sur la reprise d emploi Hommes Scénario 2 Effet de l activité réduite sur la reprise d emploi Hommes Scénario 1 Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. 146 ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2

15 d activité réduite l effet immédiat l emporte encore sur l effet décalé puis l effet cumulé des mois en activité réduite améliore durablement la probabilité de transition vers l emploi. Graphique V Effet de l activité réduite sur la reprise d emploi Femmes Scénario 1 Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. Graphique VI Effet de l activité réduite sur la reprise d emploi Femmes Scénario 2 Source : fichier historique des demandeurs d emploi ANPE. On n observe par ailleurs aucune dépendance apparente du taux de sortie vis-à-vis de la durée du chômage (cf. graphiques V et VI). Ces résultats ne renseignent pas sur le degré de persistance des effets favorables de l activité réduite. L estimation proposée ne distingue pas les pratiques passées d activité réduite selon qu elles ont été effectuées lors de l épisode courant ou lors d épisodes antérieurs. Or, on peut penser que l effet de ces pratiques diffère dans les deux cas. Procéder à une telle distinction enrichirait sans doute l analyse en séparant effet immédiat, effet courant (effet de la pratique passée au sein de l épisode courant d activité réduite) et effet persistant (effet des pratiques passées au cours d épisodes antérieurs). Une remarque similaire concerne l influence du cumul des mois passés en activité réduite. Il est possible que ce cumul influence différemment l insertion sur le marché du travail selon qu ils ont été effectués lors d épisodes antérieurs ou lors de l épisode courant. Une hypothèse, dont la validité reste à apprécier serait que les mois effectués lors d épisodes antérieurs auraient une influence plutôt positive sur l insertion tandis qu inversement le cumul des mois lors de l épisode courant affecterait défavorablement la sortie du chômage. Mais c est avant tout l analyse de la durée des emplois recouvrés qui permettrait de mieux apprécier l influence des pratiques d activité réduite sur les trajectoires ultérieures des demandeurs d emploi. ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N /2 147

16 BIBLIOGRAPHIE Bonnal L., Fougère D. et Sérandon A. (1994), «L impact des dispositifs d emploi sur le devenir des jeunes chômeurs : une évaluation économétrique sur donnée longitudinale», Économie et Prévision, n 115, pp Bonnal L., Fougère D. et Sérandon A. (1997),«Evaluating the Impact of French Employment Policies on Individual Labour Market Histories», Review of Economic Studies, n 64, pp BonnalL.et FougèreD.(1990), «Les déterminants individuels de la durée du chômage», Économie et Prévision, n 96, pp Cases C. et Lollivier S. (1994), «Hétérogénéité individuelle dans un modèle de durée avec segmentation», document de travail, CREST-Insee. CSERC (1996), Inégalités d emploi et de revenu : les années 90, La documentation Française, Paris, CSERC (1998), Durées du travail et Emploi, La documentation Française, Paris, DARES (1996), Quarante ans de politique de l emploi, La documentation Française, Paris, Fougère D. et Kamionka T. «Un modèle markovien du marché du travail», Annales d Économie et de Statistique, n 27, pp Granier P. et Joutard X. (1998), «Intéressement à la reprise d activité et trajectoires de sortie du chômage en présence d hétérogénéité : le cas de l activité réduite», document de travail GREQAM. Joutard X. et Ruggiero M. «Tauxdesortieduchômage à l approche de la fin des droits à l indemnisation. Étude des périodes atypiques durant l épisode de chômage», Économie et Prévision, n , pp Ham T. et Lalonde R. (1996), «The Effect of Sample Selection and Initial Conditions in Duration Models : Evidence from Experimental Data on Training», Econometrica, n 64, pp Mc Call B. (1996), «Unemployment insurance rules, joblessness, and Part-Time Work», Econometrica, n 64, pp Pucci M., Roger M. et Valentin J. (1997), «Temps partiel et réduction du temps de travail. Une analyse des transitions sur le marché du travail», in Cahuc P. et Granier, P. (eds), «La réduction du temps de travail : une solution pour l emploi», Économica, Paris, Ruggiero M. (1992), «Ancienneté au chômage et principaux facteurs associés», Économie et Prévision, n 105, pp ÉCONOMIE ET STATISTIQUE N , /2