L insertion professionnelle des jeunes en apprentissage : une analyse empirique en termes d efficacité

Transcription

1 L insertion professionnelle des jeunes en apprentissage : une analyse empirique en termes d efficacité Oana Calavrezo Depuis une décennie, nous assistons à une hausse progressive des entrées en formation par des contrats d apprentissage à tous les niveaux. Néanmoins, le baccalauréat sépare deux réalités de l apprentissage. Dans ce papier, nous analysons l efficacité de la formation par apprentissage sur deux populations d individus (des individus avec un niveau de formation inferieur ou égal au baccalauréat et des individus avec des niveaux de formation supérieurs au baccalauréat). Afin de tester l efficacité de l apprentissage, nous utilisons les critères suivants : la durée d accès à un premier emploi depuis la sortie d études (quatre durées : la durée d accès à un premier emploi indifféremment de sa nature, la durée d accès à un premier CDI, la durée d accès à un premier emploi d au moins un an et la durée d accès à un premier emploi à temps plein), les gains salariaux (à un an, deux, trois ou quatre ans après la sortie du système éducatif) et des indicateurs de satisfaction par rapport à l emploi occupé cinq ans après la sortie d études (des indicateurs relatifs à la réalisation professionnelle, au niveau du salaire, à l intention de changer d emploi et au sentiment de sous-utiliser ses compétences professionnelles). Pour tester l efficacité de l apprentissage, nous utilisons l enquête «Génération 1998» du Céreq. Notre démarche économétrique consiste à mettre en place des modèles à plusieurs équations afin de contrôler les éventuels biais d endogénéité et de sélection. 1. Introduction Afin d améliorer la productivité des jeunes sur le marché du travail, la théorie du capital humain a mis en évidence l importance de la formation professionnelle. Elle peut être vue comme une solution pour combattre les situations de chômage que certains jeunes rencontrent à la sortie de leur formation initiale (Elias, Hernaes et Baker 1994). À travers des comparaisons internationales, des auteurs comme Damoiselet et Lévy-Garboua (1999) soulignent que les performances en termes d insertion des jeunes dans divers systèmes éducatifs sont positivement liées au degré d implication des entreprises dans l offre de formation professionnelle. Aujourd hui, les entreprises sont de plus en plus considérées comme des acteurs à part entière dans le processus de formation. Il existe différentes façons de mettre en place la formation professionnelle : directement par le fait d exercer un emploi, à travers des épisodes alternés d emploi et d école (apprentissage, contrat de qualification), etc. Par exemple, dans ses travaux, Fuller (2000) milite pour la combinaison de l activité professionnelle et de l enseignement supérieur à temps partiel, qui donnerait des avantages en termes de pédagogie et de motivation. En ce qui concerne l apprentissage, il est globalement vu comme une mesure positive pouvant favoriser l accès à l emploi. Dans la littérature, les apprentis sont généralement réputés à être plus «employables» que les jeunes issus de la filière scolaire car ils quittent le système éducatif dotés d une solide expérience professionnelle. Néanmoins, la formation par apprentissage, s apparente à l acquisition de compétences spécifiques et donc non transférables entre deux emplois (cf. par exemple Becker 1964 ; Cahuc et Zylberberg 1996 ; etc.). Dans des études antérieures sur l apprentissage, les jeunes sortants de cette forme de formation ont été en général comparés aux jeunes sortants des lycées professionnels (imonnet et Ulrich 2000) ; ollogoub et Ulrich 1999 ; Bonnal, Fleury et Rochard 1999 ; Grelet, Affichard et Combes 1992 ; etc.). Ces études utilisent des enquêtes différentes afin d analyser l efficacité de l apprentissage : «Jeunes et carrières», «Insertion dans la vie active», «Insertion par l apprentissage», l enquête «Cheminements professionnels 1993» du Céreq, etc. Dans ces travaux, les jeunes comparés sortent du système scolaire à un niveau inférieur au baccalauréat. La raison de la comparaison entre apprentissage et lycée professionnel réside en grande partie dans le fait qu au moment de ces études l apprentissage aux niveaux supérieurs au baccalauréat n était développé que partiellement. Au présent, la situation a changé. Nous sommes témoins d une hausse Oana Calavrezo, doctorante en sciences économiques, Université d Orléans, Laboratoire d économie d Orléans, UMR 6221-CNR et membre de l équipe TOTEM, Centre d'études de l'emploi, membre de l équipe DOT, rue de Blois, BP 6739, Orléans, cedex 2, oana.calavrezo@etu.univ-orleans.fr, oana.calavrezo@enpc.fr. 413

2 progressive des entrées par les contrats en apprentissage à tous les niveaux (Arrighi et Brochier 2005). De plus, la loi de programmation pour la cohésion sociale de 2005 a prévu un certain nombre de nouvelles dispositions destinées à accroître l attractivité de l apprentissage et à améliorer le statut de l apprenti. Par exemple, dans le supérieur, plus de 13 % des formations visent en 2005 l obtention d un diplôme du supérieur contre 6 % dix ans auparavant. Chaque année, environ nouveaux apprentis préparent des diplômes de niveau bac+3 ou plus (anchez 2007). Le baccalauréat sépare deux univers, deux réalités de l apprentissage. Globalement, les auteurs travaillant sur l apprentissage à des niveaux inférieurs au baccalauréat mettent en évidence une assez bonne insertion professionnelle. Les apprentis sont plus facilement employés que les jeunes ayant choisi le lycée professionnel et moins probablement employés à temps partiel. En revanche, ces jeunes ne sont pas pour autant mieux rémunérés (imonnet et Ulrich 2000). Dans le cas opposé, après des études supérieures, les apprentis ont un salaire plus élevé mais ils ne se retrouvent pas plus souvent en emploi (Arrighi et Joseph 2005). Ainsi les avantages de l apprentissage varient en fonction des niveaux, de spécialités de formation et des secteurs d activité. Devant ce constat mitigé sur l efficacité de l apprentissage, l objectif de cet article est de savoir si l apprentissage, à tous les niveaux de formation (avant et après le bac), favorise ou non l insertion des jeunes sur le marché du travail. Nous utilisons l enquête «Génération 98» du Céreq. L article est organisé de la façon suivante. Dans la deuxième section, nous présentons la démarche empirique, les données mobilisées et les questions méthodologiques soulevées par l estimation des différents types d efficacité de l apprentissage. Les résultats sont analysés dans une troisième section. La conclusion résume dans une quatrième section les principaux résultats. 2. La démarche empirique 2.1. Les données Pour étudier l efficacité de l apprentissage, nous utilisons l enquête «Génération 1998» du Céreq et plus précisément l interrogation de Ce volet retrace les trajectoires d insertion d un peu plus de jeunes sortis d études en 1998 à tous les niveaux de formation confondus, pendant les cinq premières années de vie active. Cette enquête est organisée autour de trois bases de données. La première base correspond aux caractéristiques individuelles. La deuxième correspond aux séquences en entreprise de l individu. Et la troisième correspond aux séquences de non-emploi. Les enquêtes du Céreq privilégient une approche longitudinale du processus d insertion professionnelle. Leur principal outil de travail est le «calendrier professionnel». Chaque individu décrit mois par mois les situations vécues entre la date de sortie sur le marché du travail et la date de l enquête. Le parcours de l individu est également divisé en séquences et nous choisissons de travailler avec ces mesures. Le type de la séquence correspond à la situation sur le marché du travail : emploi, chômage, inactivité, formation, reprise d études ou service national. Parmi les individus de l enquête «Génération 1998» nous retenons uniquement ceux qui ont obtenu le diplôme qu ils préparaient en 1998, c est-à-dire individus (62 % de l échantillon initial) 1. En réalisant le codage des caractéristiques individuelles, nous perdons encore de l information. L échantillon final contient individus 2. Dans la littérature, l univers de l apprentissage apparait comme divisé par le bac. Pour cette raison, nous travaillons sur deux populations d individus : une première population qui a obtenu son diplôme à des niveaux inferieurs ou égaux au bac (niveau V et IV 3 ) et une deuxième population qui a obtenu son diplôme à des niveaux strictement supérieurs au bac (niveaux III, II et I). 1 Comme nous analysons l efficacité du diplôme obtenu par apprentissage, il est nécessaire de faire ce choix pour éviter l introduction de certains biais de mesure. 2 Cet échantillon est obtenu en écartant de l analyse les individus ayant des valeurs manquantes ou non renseignées pour les variables suivantes : lieu de naissance des parents, situation des parents à la fin des études du jeune, ainsi que leur position socioprofessionnelle en Les autres niveaux de formation inférieurs au bac sont exclus de l analyse quand on impose de travailler avec les individus qui ont obtenu le diplôme préparé en

3 2.2. Les variables explicatives Dans un premier temps, pour chaque individu, nous retenons les caractéristiques individuelles suivantes : avoir suivi une formation en apprentissage en 1998, le genre, l âge à la sortie des études, le lieu de naissance (France contre le reste), la région de fin d études (huit régions : Île-de-France, région du centrenord, NPDC, région de l est, région du nord-est Atlantique, région du sud-ouest, région centre-sud et région midi-méditerranéen), le niveau de formation à la sortie (cinq classes de sortie : classe correspondant au niveau 1, classe correspondant au niveau 2, classe correspondant au niveau 3, classe correspondant au niveau 4, classe correspondant au niveau 5), les expériences professionnelles antérieures (petits boulots : petits bulots souvent, petits boulots parfois, pas de petits boulots ; job vacances : job vacances souvent, job vacances parfois, pas de jobs vacances), lieu de naissance du père (France contre le reste), lieu de naissance de la mère (France contre le reste), la situation professionnelle des parents en 1998 (sept modalités : agriculteur ; artisan, commerçant, chef d entreprise ; cadre, ingénieur, profession libérale, professeur ; technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire ; employé ; ouvrier ; sans travail), situation des parents en 1998 par rapport au marché du travail (quatre classes : en emploi dans le secteur privé, en emploi dans le secteur public, au chômage, une autre situation), situation de l individu à la date de l enquête (vivre seul, chez ses parents, en couple avec conjoint en emploi et en couple avec conjoint en non-emploi) et avoir des enfants en 2003 (oui/non). Les statistiques descriptives relatives aux caractéristiques individuelles sont présentées dans le tableau 1. Dans un deuxième temps, nous retenons des informations concernant les entreprises dans lesquelles les individus exercent leur activité. Lors de la prise en compte de ces variables, nous perdons des observations à cause des valeurs manquantes (comme par exemple, par rapport à la variable de responsabilité hiérarchique ou à la variable décrivant le temps de travail). En revanche, pour certaines variables, afin de ne pas perdre trop d information, nous créons des classes correspondant aux valeurs manquantes ou aux valeurs non renseignées. Les variables d entreprise retenues sont les suivantes : le secteur d activité dans lequel l entreprise opère (trois classes : industrie, tertiaire et autre secteur d activité), le type d entreprise (multiétablissement, mono-établissement et type d entreprise non renseigné), la taille de l entreprise (cinq classes : inférieure à 10 salariés, de 10 à 49 salariés, de 50 à 199 salariés, supérieure à 200 salariés et taille non renseignée), le contrat à l embauche dans l entreprise (quatre classes : CDI, CDD, intérim et autre type de contrat), catégorie socioprofessionnelle à l embauche dans l entreprise (cinq classes : cadres et professions intellectuelles supérieures ; professions intermédiaires ; employés ; ouvriers et autre catégorie), responsabilité hiérarchique (avoir aucun salarié sous les ordres : oui/non) et le temps de travail (travailler à temps plein : oui/non). Les statistiques descriptives concernant ces variables sont données dans le tableau 2 uniquement pour les emplois un an après la sortie du système éducatif. 415

4 Tableau 1 DITRIBUTION DE CARACTÉRITIQUE INDIVIDUELLE Variable Niveaux III, II et I Niveau V et IV Apprentissage=0 Apprentissage=1 Apprentissage=0 Apprentissage=1 Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Homme 0,42 0,49 0,46 0,49 0,45 0,49 0,73 0,43 Né France 0,97 0,15 0,98 0,12 0,96 0,17 0,98 0,13 Niveau I 0,22 0,41 0,11 0,32 Niveau II 0,20 0,40 0,10 0,30 Niveau III 0,57 0,49 0,77 0,41 Niveau IV 0,59 0,49 0,30 0,46 Niveau V 0,40 0,49 0,69 0,46 Île-de-France 0,12 0,33 0,17 0,38 0,09 0,28 0,05 0,22 Région du Centre Nord 0,21 0,40 0,26 0,43 0,20 0,40 0,23 0,42 NPDC 0,08 0,27 0,04 0,20 0,08 0,27 0,04 0,20 Région de l est 0,11 0,32 0,08 0,28 0,13 0,33 0,19 0,39 Région du Nord-ouest Atlantique 0,15 0,36 0,17 0,38 0,19 0,39 0,23 0,42 Région du ud-ouest 0,11 0,31 0,05 0,22 0,12 0,32 0,08 0,28 Région du Centre-ud 0,12 0,32 0,13 0,34 0,09 0,29 0,10 0,30 Région du Midi méditerranéen 0,07 0,26 0,06 0,23 0,07 0,26 0,04 0,20 Père né en France 0,90 0,29 0,91 0,27 0,86 0,34 0,90 0,28 Mère née en France 0,91 0,28 0,90 0,29 0,87 0,33 0,91 0,27 Job vacances souvent 0,48 0,49 0,37 0,48 0,32 0,46 0,14 0,35 Job vacances parfois 0,22 0,42 0,19 0,39 0,24 0,43 0,11 0,32 Pas de job vacances 0,28 0,45 0,42 0,49 0,43 0,49 0,73 0,44 Petits boulots souvent 0,09 0,28 0,14 0,34 0,07 0,25 0,04 0,21 Petits boulots parfois 0,13 0,34 0,10 0,31 0,13 0,34 0,09 0,29 Pas de petits boulots 0,76 0,42 0,74 0,43 0,79 0,40 0,85 0,35 Père agriculteur 0,06 0,24 0,07 0,27 0,05 0,23 0,08 0,27 Père artisan, commerçant, chef d entreprise 0,11 0,31 0,11 0,31 0,09 0,29 0,12 0,33 Père cadre, ingénieur, profession libérale, professeur 0,25 0,43 0,23 0,42 0,07 0,26 0,07 0,25 Père technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire 0,12 0,32 0,08 0,27 0,08 0,28 0,06 0,25 Père employé 0,24 0,43 0,27 0,44 0,31 0,46 0,29 0,45 Père ouvrier 0,15 0,35 0,17 0,37 0,32 0,46 0,31 0,46 Père sans travail (jamais travaillé ou décédé) 0,04 0,20 0,04 0,21 0,03 0,18 0,03 0,18 Mère agriculteur 0,04 0,19 0,03 0,19 0,04 0,20 0,05 0,23 Mère artisan, commerçant, chef d entreprise 0,04 0,20 0,05 0,22 0,03 0,19 0,04 0,20 Mère cadre, ingénieur, profession libérale, professeur 0,16 0,36 0,13 0,34 0,04 0,20 0,03 0,18 Mère technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire 0,05 0,22 0,06 0,24 0,04 0,19 0,03 0,17 Mère employée 0,50 0,50 0,53 0,49 0,52 0,49 0,53 0,49 Mère ouvrière 0,07 0,26 0,08 0,27 0,14 0,35 0,16 0,37 Mère sans travail (jamais travaillé ou décédée) 0,11 0,32 0,09 0,29 0,15 0,36 0,12 0,33 Enfant 0,30 0,46 0,37 0,48 0,20 0,40 0,23 0,42 Vit seul(e) 0,25 0,43 0,27 0,44 0,19 0,39 0,19 0,39 Vit chez ses parents 0,10 0,31 0,06 0,25 0,35 0,47 0,34 0,47 Vit en couple avec conjoint en emploi 0,57 0,49 0,59 0,49 0,38 0,48 0,37 0,48 Vit en couple avec conjoint en non-emploi 0,05 0,23 0,06 0,23 0,06 0,24 0,08 0,27 Durée accès premier emploi 3,49 6,90 1,59 4,50 6,89 11,91 3,05 7,62 Durée accès premier CDI 34,03 25,26 26,46 25,51 42,01 23,40 29,12 26,58 Durée accès premier emploi d au moins un 10,46 14,63 6,27 11,76 18,36 20,49 12,56 18,16 an Durée accès premier emploi temps plein 13,58 18,60 8,96 16,31 23,26 23,84 13,69 20,19 Nombre observations ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation

5 Tableau 2 DITRIBUTION DE CARACTÉRITIQUE DE ENTREPRIE DAN LEQUELLE LE INDIVIDU TRAVAILLENT UN AN APRÈ LA ORTIE DE L ÉCOLE Variable Niveaux III, II et I Niveau V et IV Apprentissage=0 Apprentissage=1 Apprentissage=0 Apprentissage=1 Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Autre secteur 0,02 0,17 0,06 0,24 0,09 0,29 0,21 0,40 Industrie 0,13 0,34 0,16 0,37 0,25 0,43 0,28 0,45 Tertiaire 0,83 0,37 0,77 0,41 0,64 0,47 0,50 0,50 Entreprise multi-établissement 0,38 0,48 0,39 0,48 0,41 0,49 0,36 0,48 Entreprise mono-établissement 0,27 0,44 0,24 0,43 0,39 0,48 0,53 0,49 Entreprise établissements NR 0,33 0,47 0,35 0,47 0,18 0,38 0,10 0,30 Entreprise moins 10 salariés 0,11 0,32 0,07 0,26 0,22 0,41 0,37 0,48 Entreprise 10 à 49 salariés 0,16 0,37 0,14 0,35 0,23 0,42 0,26 0,43 Entreprise 50à 199 salariés 0,15 0,36 0,18 0,38 0,17 0,37 0,11 0,32 Entreprise plus 200 salariés 0,19 0,39 0,21 0,41 0,17 0,37 0,14 0,35 Entreprise taille NR Premier contrat CDI 0,34 0,47 0,46 0,49 0,23 0,42 0,46 0,49 Premier contrat CDD 0,41 0,49 0,42 0,49 0,36 0,48 0,29 0,45 Premier contrat intérim 0,07 0,25 0,06 0,24 0,20 0,40 0,15 0,35 Premier contrat autre 0,16 0,37 0,05 0,22 0,18 0,39 0,09 0,29 PC cadre 0,23 0,42 0,16 0,36 0,004 0,06 0,003 0,05 PC intermédiaire 0,52 0,49 0,69 0,46 0,10 0,31 0,08 0,27 PC employé 0,18 0,38 0,10 0,30 0,43 0,49 0,22 0,41 PC ouvrier 0,05 0,22 0,04 0,20 0,43 0,49 0,67 0,46 PC autre 0,007 0,08 0,01 0,11 0,01 0,10 ans responsabilité hiérarchique 0,73 0,44 0,644 0,47 0,83 0,37 0,75 0,43 Emploi temps plein 0,87 0,32 0,90 0,29 0,75 0,42 0,89 0,30 alaire début en entreprise 1 286,82 482, ,77 444,66 993,09 350,98 955,00 249,52 Nombre observations ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation Les variables expliquées Le rôle de la filière de formation professionnelle sur le processus d insertion des jeunes est mis en évidence à travers trois catégories de critères : (i) les durée d accès à l emploi ; (ii) les gains salariaux et finalement, (iii) l opinion par rapport à l emploi occupé cinq ans après la sortie du système éducatif. Par rapport à la première catégorie d indicateurs d efficacité, nous utilisons quatre durées d accès à l emploi : la durée d accès au premier emploi indifféremment de sa nature (durée_prem_empl), la durée d accès au premier CDI (durée_cdi), la durée d accès au premier emploi ayant une longueur minimale d un an (durée_empl_long) ainsi que la durée d accès au premier emploi à temps plein (durée_empl_tp). Pour construire ces variables, nous considérons que les durées des séquences de service national ou de vacances sont nulles. Dans l enquête «Génération 1998», il y a une variable donnant la durée d accès au premier emploi. Toutefois, nous souhaitons la modifier. Pour les individus qui n ont pas eu d emploi durant leurs cinq premières années de vie active, nous considérons la durée d accès comme étant égale à la durée totale de la fenêtre d observation. Aussi, nous créons une variable de censure. Elle prend la valeur 1 si la durée d accès au premier emploi est égale à la durée totale d observation et 0 sinon. Les autres trois variables de durée (durée_cdi, durée_empl_long et durée_empl_tp) sont calculées en additionnant l ensemble des durées antérieures. Dans un deuxième temps, nous construisons pour chaqune de ces variables une indicatrice de censure à droite. Les durées moyennes d accès à l emploi sont données dans le tableau 1. La deuxième catégorie de variables d efficacité consiste à calculer les salaires en équivalent temps plein à un an, deux ans, trois ans ou quatre ans après la sortie d études. Nous utilisons la variable salariale indiquant le premier salaire mensuel net dans l entreprise. Néanmoins, pour les individus à temps partiel, nous recalculons leurs salaires afin de les rendre comparables aux salaires directement donnés en équivalent temps plein. Les valeurs moyennes de ces variables de salaire sont indiquées dans les tableaux 2 et

6 Tableau 3 ALAIRE MOYEN 2,3 ET 4 AN APRÈ LA ORTIE DU YTÈME ÉDUCATIF Niveaux III, II et I Niveau V et IV Apprentissage=0 Apprentissage=1 Apprentissage=0 Apprentissage=1 Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Variable alaire à deux ans 1 298,19 478, ,27 447,57 989,91 324,12 971,91 255,76 Nombre observations alaire à trois ans 1 334,09 481, ,32 457, ,98 325,63 999,98 264,47 Nombre observations alaire à quatre ans 1 363,37 496, ,45 491, ,27 334, ,22 217,00 Nombre observations ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation Et finalement, l efficacité de l apprentissage peut être appréhendée par une troisième catégorie de variables décrivant le ressenti des individus par rapport à leur emploi. Nous utilisons quatre variables dichotomiques d opinion présentant l emploi occupé par l individu cinq ans après la sortie d études : opinion sur l utilisation des compétences professionnelles (l individu considère qu il est utilisé à son niveau de compétences : oui/non), opinion sur la réalisation professionnelle (l individu considère que cet emploi lui permet de se réaliser professionnellement : oui/non), opinion sur la rémunération (par rapport au travail réalisé, l individu considère être bien payé : oui/non) et opinion concernant la recherche d un autre emploi (l individu est à la recherche d un autre emploi : oui/non). Les statistiques descriptives des variables d opinion sont données pour les deux populations dans le tableau 4. Tableau 4 INDICATRICE D OPINION PAR RAPPORT À L EMPLOI OCCUPÉ 5 AN APRÈ LA ORTIE DU YTÈME ÉDUCATIF Niveaux III, II et I Niveau V et IV Apprentissage=0 Apprentissage=1 Apprentissage=0 Apprentissage=1 Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Moyenne Écart-type Variable Emploi considéré comme permettant de se réaliser professionnellement 0,84 0,35 0,87 0,33 0,77 0,41 0,80 0,39 Nombre d observations Emploi considéré comme bien payé 0,63 0,48 0,66 0,47 0,63 0,48 0,66 0,47 Nombre d observations Individu se déclarant à la recherche d un emploi 0,16 0,37 0,13 0,34 0,17 0,38 0,06 0,37 Nombre d observations Emploi considéré comme au niveau des compétences 0,66 0,47 0,69 0,45 0,59 0,49 0,63 0,48 Nombre d observations ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation La démarche économétrique Notre démarche économétrique est double. Dans un premier temps, pour les deux populations d individus (la première correspondant à un niveau de sortie inférieur ou égal au bac et la deuxième correspondant à un niveau de sortie supérieur au bac), nous estimons les déterminants des quatre variables de durées d accès à un premier emploi. Une difficulté dans l étude de l efficacité de l apprentissage est de séparer le rôle de la filière de celui de la spécialité de formation. Les populations des deux filières (apprentissage vs nonapprentissage) peuvent présenter des caractéristiques inobservées très différentes. Il est alors difficile d identifier l impact du mode de formation professionnelle ce qui vient de la filière elle-même de ce qui vient des facteurs inobservés qui différencient les deux populations. Nous pouvons alors être devant l existence d un biais d endogénéité à l entrée par ces deux voies de formation (un processus d autosélection). Pour le corriger, nous allons utiliser une méthode en deux étapes. Cette méthode permet de prendre en compte le problème d endogénéité du choix de la formation et d identifier par la suite le réel rendement de la formation par apprentissage. Ainsi, nous mesurons l effet «pur» de l apprentissage sur l insertion professionnelle. 418

7 La première étape donne des informations sur les déterminants du choix de la filière par apprentissage. On régresse, à l aide d une estimation probit, la probabilité de passer par l apprentissage sur les caractéristiques individuelles présentées dans la section 1.2. Formellement, cette équation peut s écrire de la manière suivante : A = β X + ε, où A = 1 si A > 0 et A = 0 si A 0 [1]. À partir de cette équation on estime la probabilité d être passé par une filière en apprentissage ( p ). La deuxième étape est donnée par la mise en place d un modèle de durée et plus précisément, d une estimation paramétrique avec la loi de Weibull. Parmi les variables explicatives, on intègre le p calculé à l étape précédente au lieu d introduire directement l indicatrice d apprentissage. À ce stade, nous calculons également des écarts-types robustes. Dans un deuxième temps, pour la comparaison des salaires et des ressentis concernant l emploi détenu cinq ans après la sortie du système éducatif, nous travaillons uniquement avec des individus qui sont salariés. Cela implique l existence d un biais de sélection car nous observons les salaires et les ressentis des individus uniquement pour les jeunes qui sont salariés. Pour cette modélisation, nous considérons une méthode avec trois équations. Afin ce contrôler le possible biais d endogénéité du passage par une filière en apprentissage nous estimons encore une fois l équation [1]. Après, dans une deuxième équation, nous estimons la probabilité d être salarié (à 1 an, 2 ans, 3 ans, 4 ans ou 5 ans après la sortie du système éducatif) avec les caractéristiques individuelles décrites dans la section 1.2. Cette équation peut s écrire de la manière suivante : γ Z u = +, où = 1 si > 0 et = 0 si 0 [2]. À l aide du modèle de l équation [2] on estime la probabilité d être salarié et on calcule à partir de celle-ci l inverse de ratio de Mills ( ). La troisième équation estime le salaire ou les indicateurs d opinion présentés dans la section 1.3. Dans cette équation nous introduisons p et afin de tenir compte des possibles biais d endogénéité et sélection. Pour le salaire, cette équation est estimée par moindres carrés ordinaires (régression linéaire) et pour les indicatrices d opinion par maximum de vraisemblance (régression probit). Nous calculons également des écarts-types robustes. 3. Les résultats des estimations Le tableau 5 décrit les déterminants de la probabilité de passer par une filière en apprentissage. Nous n utilisons que des caractéristiques individuelles. Pour les deux populations d individus, les résultats obtenus sont extrêmement similaires. Le fait d être un homme augmente la probabilité de suivre une formation en apprentissage. Plus les individus sont âgés en 1998, moins il y a des chances qu ils suivent une formation en apprentissage. i le père du jeune est né en France, cela augmente la probabilité de passer par l apprentissage mais en revanche si la mère est née en France cela n a pas d impact sur l apprentissage. Ces résultats sont obtenus uniquement pour les individus qui sont sortis du système éducatif à des niveaux de formation supérieurs au bac. Concernant la population d individus étant sortis sur le marché du travail à des niveaux inférieurs ou égaux au bac, le fait d avoir une mère née en France diminue la probabilité de passage par l apprentissage et le lieu de naissance du père n a pas d impact sur cette probabilité. Le fait d avoir fini ses études en province à un niveau de formation supérieur au bac, diminue la probabilité de passer par une formation en apprentissage. Pour les individus avec des niveaux inférieurs ou égaux au bac, la situation est différente : le fait de finir ses études dans la région du centre-nord, dans la région de l est, dans la région du nord-ouest Atlantique ainsi que dans la région du centre-sud augmente la probabilité de passer par une filière en apprentissage par rapport à finir ses études en Île-de-France. Pou les deux populations, le fait de travailler pendant les vacances diminue la probabilité de passage par l apprentissage. Pour les individus avec un niveau de formation supérieur au bac, le fait d avoir un père artisan, technicien ou employé par rapport au fait d avoir un père ouvrier en 1998 diminue la probabilité de passer par la filière en apprentissage. Et finalement, avoir un enfant augmente la probabilité de passer par une formation en apprentissage et vivre chez ses parents par rapport à vivre seul diminue cette probabilité. 419

8 Tableau 5 PROBABILITÉ DE PAER PAR L APPRENTIAGE POUR LE DEUX POPULATION Population niveaux I, II et III Population niveaux V et IV Coefficient Écart-type Coefficient Écart-type Constante -0,34 ns 0,30-2,10 0,27 Homme 0,16 0,04 0,91 0,04 Femme Age en ,02 0,00 0,05 0,01 Père né en France 0,19 0,10 0,09 ns 0,08 Père pas né en France Mère née en France -0,12 ns 0,09 0,15 0,08 Mère pas née en France Ile de France Région du Centre Nord -0,11 ns 0,07 0,17 0,08 NPDC -0,53 0,11-0,30 0,10 Région de l est -0,35 0,09 0,46 0,08 Région du Nord-ouest Atlantique -0,15 0,08 0,25 0,08 Région du ud-ouest -0,56 0,10 0,02 ns 0,09 Région du Centre-ud -0,10 ns 0,08 0,20 0,09 Région du Midi méditerranéen -0,25 0,10-0,07 ns 0,10 Job vacances souvent -0,41 0,05-0,93 0,05 Job vacances parfois -0,30 0,06-0,81 0,05 Pas de job vacances Petits boulots souvent Petits boulots parfois -0,38 0,09-0,15 0,09 Pas de petits boulots -0,30 0,07-0,05 ns 0,08 Père agriculteur 0,13 ns 0,12 0,17 0,09 Père artisan, commerçant, chef d entreprise -0,14 0,09 0,17 0,06 Père cadre, ingénieur, profession libérale, professeur -0,16 0,08 0,09 ns 0,07 Père technicien, agent de maîtrise, VRP, profession interm. -0,30 0,09-0,08 ns 0,07 Père employé -0,03 ns 0,07 0,02 ns 0,04 Père ouvrier Réf, Réf, Père sans travail (jamais travaillé ou décédé) -0,04 ns 0,12 0,04 ns 0,10 Mère agriculteur Mère artisan, commerçant, chef d entreprise 0,33 0,18-0,07 ns 0,14 Mère cadre, ingénieur, profession libérale, professeur 0,14 ns 0,16-0,10 ns 0,14 Mère technicien, agent de maîtrise, VRP, profession interm. 0,35 0,17-0,10 ns 0,14 Mère employée 0,26 0,15 0,00 ns 0,11 Mère ouvrière 0,22 ns 0,17 0,07 ns 0,12 Mère sans travail (jamais travaillé ou décédée) 0,11 ns 0,16-0,14 ns 0,12 Enfant 0,20 0,05 0,30 0,05 Vit seul(e) Vit chez ses parents -0,31 0,09-0,08 0,05 Vit en couple avec conjoint en emploi -0,07 ns 0,05 0,08 ns 0,02 Vit en couple avec conjoint en non-emploi -0,10 ns 0,10-0,00 ns 0,08 Log-vraisemblance 187, ,30 Pseudo R² 0,0633 0,2737 Nombre observations Lecture : toutes choses égales par ailleurs, être un homme augmente significativement la probabilité d entrer en apprentissage pour les deux populations. ource : CEREQ, enquête «Génération 1998», interrogation Le tableau 6 quant à lui décrit les estimations de la durée d accès à un premier emploi indifféremment de sa nature sur les deux populations. 420

9 Tableau 6 ETIMATION DE LA DURÉE D ACCÈ AU PREMIER EMPLOI (AVEC UNE LOI DE TYPE WEIBULL) Population niveaux I, II et III Population niveaux V et IV Coefficient Écart-type Coefficient Écart-type Constante 2,34 0,45 3,97 0,35 p -1,30 ns 1,28-2,54 0,53 Niveau I Niveau II 0,29 0,06 Niveau III -0,36 0,06 Niveau IV -0,01 ns 0,05 Niveau V Homme -0,08 0,04-0,14 ns 0,16 Femme Age en ,03 0,01-0,06 0,01 Ile de France Région du Centre Nord 0,17 0,07 0,31 0,09 NPDC 0,20 0,12 0,57 0,12 Région de l est -0,10 ns 0,10 0,29 0,12 Région du Nord-ouest Atlantique 0,18 0,08 0,16 0,10 Région du ud-ouest 0,20 0,11 0,29 0,10 Région du Centre-ud 0,11 ns 0,08 0,12 ns 0,11 Région du Midi méditerranéen 0,31 0,10 0,34 0,12 Job vacances souvent -0,23 0,08-1,09 0,16 Job vacances parfois -0,11 ns 0,07-0,82 0,15 Pas de job vacances Père agriculteur 0,00 ns 0,08 0,02 ns 0,10 Père artisan, commerçant, chef d entreprise 0,07 ns 0,07 0,00 ns 0,08 Père cadre, ingénieur, profession libérale, professeur 0,07 ns 0,06 0,00 ns 0,10 Père technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire 0,01 ns 0,07-0,30 0,09 Père employé 0,08 0,05-0,11 0,05 Père ouvrier Père sans travail (jamais travaillé ou décédé) 0,10 ns 0,09 0,09 ns 0,12 Enfant -0,16 0,06 0,41 0,07 Vit seul(e) Vit chez ses parents 0,30 0, ns 0.06 Vit en couple avec conjoint en emploi -0,20 0, Vit en couple avec conjoint en non-emploi -0,06 ns 0, Log-vraisemblance , ,30 Nombre observations Nombre observations sans censure /ln_p -0,25-0,33 p 0,77 0,71 1/p 1,28 1,39 Lecture : toutes choses égales par ailleurs, pour les individus sortis de l enseignement aux niveaux V et IV, le fait de passer par l apprentissage diminue la durée d accès à leur premier emploi. ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation Le fait d avoir fini les études en apprentissage à des niveaux supérieurs au bac par rapport au fait de les avoir finies dans une filière «classique», n a pas d impact sur la vélocité d accès à un premier emploi. En revanche, pour les sortants à des niveaux inférieurs ou égaux au bac, la situation est différente : le fait de passer par une filière en apprentissage diminue la durée d accès à un premier emploi. Le tableau 7 nous donne une synthèse des effets de l apprentissage en fonction du niveau de formation pour les autres trois durées d accès. 421

10 Tableau 7 YNTHÈE DE RÉULTAT POUR LE RETE DE DURÉE Durée d accès au premier CDI Population niveaux I, II et III Population niveaux V et IV Coefficient Écart-type Coefficient Écart-type p -5,08 3,11-0,53 ns 1,35 Niveau I Niveau II 1,53 0,12 Niveau III 1,49 0,11 Niveau IV 0,30 0,10 Niveau V Durée d accès au premier emploi d au moins un an p -0,36 ns 1,71-1,63 0,73 Niveau I Niveau II 0,47 0,06 Niveau III 0,01 ns 0,06 Niveau IV -0,00 ns 0,06 Niveau V Durée d accès au premier emploi à temps plein p -4,17 2,04-3,29 0,86 Niveau I Niveau II 0,57 0,07 Niveau III 0,15 0,07 Niveau IV -0,49 ns 0,07 Niveau V Lecture : toutes choses égales par ailleurs, pour les individus sortis de l enseignement aux niveaux V et IV, le fait de passer par l apprentissage diminue la durée d accès à un premier emploi à temps plein. ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation Le fait d avoir fini les études en apprentissage à des niveaux supérieurs au bac par rapport au fait de les avoir finies dans une filière «classique», n a pas d impact sur la vélocité d accès à un premier emploi d au moins un an. En revanche, pour les sortants à des niveaux inférieurs ou égaux au bac, la situation est différente : le fait de passer par une filière en apprentissage diminue la durée d accès à un emploi long de plus de 12 mois. Les jeunes quittant le système éducatif à des niveaux supérieurs au bac ont un accès plus rapide à un premier CDI s ils ont été inscrits dans une filière en apprentissage. Il n y a pas d effet sur la vitesse d accès à un premier CDI pour les apprentis sortis à des niveaux inférieurs au bac. En ce qui concerne la durée d accès à un premier emploi à temps plein, peu importe le niveau de fin d études, l apprentissage augmente la vitesse pour y accéder. Le tableau 8 décrit les déterminants de la probabilité d être un salarié un an après la sortie du système éducatif. À partir de ces estimations nous calculons l inverse du ratio de Mills qu on introduit par la suite dans les équations de salaire et d opinion. Dans le tableau 9 nous présentons une synthèse de tous les résultats concernant ces deux critères d efficacité. 422

11 Tableau 8 PROBABILITÉ D ÊTRE ALARIÉ UN AN APRÈ LA ORTIE DE ÉTUDE Population niveaux I, II et III Population niveaux V et IV Coefficient Écart-type Coefficient Écart-type Constante 1,22 0,23 0,42 0,26 Homme -0,68 0,03 0,22 0,04 Femme Niveau I Réf Niveau II -0,19 0,05 Niveau III 0,18 0,05 Niveau IV -0,10 0,04 Niveau V Age en ,01 ns 0,00-0,00 ns 0,01 Ile de France Région du Centre Nord -0,17 0,06-0,27 0,08 NPDC -0,23 0,07-0,69 0,09 Région de l est -0,09 ns 0,07-0,06 ns 0,08 Région du Nord-ouest Atlantique -0,23 0,06-0,07 ns 0,08 Région du ud-ouest -0,24 0,07-0,33 0,09 Région du Centre-ud -0,15 0,07-0,13 0,09 Région du Midi méditerranéen -0,21 0,08-0,33 0,09 Job vacances souvent 0,00 ns 0,04 0,10 0,04 Job vacances parfois -0,02 ns 0,04 0,13 0,05 Pas de job vacances Père agriculteur -0,13 ns 0,10-0,13 ns 0,09 Père artisan, commerçant, chef d entreprise 0,00 ns 0,07-0,11 0,06 Père cadre, ingénieur, profession libérale, professeur -0,04 ns 0,06 0,06 ns 0,08 Père technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire 0,02 ns 0,06-0,01 ns 0,07 Père employé 0,10 0,05-0,03 ns 0,04 Père ouvrier Père sans travail (jamais travaillé ou décédé) -0,01 ns 0,10-0,16 ns 0,12 Mère agriculteur Mère artisan, commerçant, chef d entreprise -0,19 ns 0,14 0,20 ns 0,14 Mère cadre, ingénieur, profession libérale, professeur -0,24 0,12 0,21 ns 0,14 Mère technicien, agent de maîtrise, VRP, profession intermédiaire -0,19 ns 0,14 0,30 0,14 Mère employée -0,26 0,12 0,23 0,11 Mère ouvrière -0,22 0,13 0,25 0,11 Mère sans travail (jamais travaillé ou décédée) -0,29 0,13 0,14 ns 0,12 Père travaillant dans le privé Père travaillant dans le public -0,04 ns 0,04-0,12 0,04 Père au chômage 0,20 ns 0,15-0,11 ns 0,11 Père autre 0,08 0,05-0,05 ns 0,08 Enfant 0,24 0,04-0,07 ns 0,05 Vit seul(e) Vit chez ses parents -0,25 0, ns 0.05 Vit en couple avec conjoint en emploi 0,13 0, Vit en couple avec conjoint en non-emploi -0,05 ns 0, ns 0.08 Log-vraisemblance 682,48 220,91 Pseudo R² 0,1387 0,0588 Nombre observations ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation

12 Tableau 9 YNTHÈE DE RÉULTAT POUR LE VARIABLE D EFFICACITÉ UIVANTE : ALAIRE ET REENTI DE ALARIÉ PAR RAPPORT À L EMPLOI À LA DATE DE L ENQUÊTE alaire à un an Population niveaux I, II et III Population niveaux V et IV Coefficient Écart-type Coefficient Écart-type p -488,98 ns 497,24 41,92 ns 171,93-370,94 ns 268,68-8,47 ns 541,94 alaire à deux ans p -498,87 ns 424,71-145,77 ns 134,90 615,53 ns 523,79-62,54 ns 261,84 alaire à trois ans p -196,11 ns 454,84-32,15 ns 130, ,13 684,96-15,66 ns 211,10 alaire à quatre ans p -193,61 ns 470,08-59,02 ns 131,97 955,73 533,09-102,37 ns 196,84 Emploi considère comme permettant de se réaliser professionnellement p -1,30 ns 1,70 0,66 ns 0,64 2,03 ns 2,28 0,19 ns 1,22 Emploi considéré comme bien payé p -1,02 ns 1,37 0,38 ns 0,56 0,58 ns 1,89 0,82 ns 1,07 Individu se déclarant à la recherche d un emploi p 2,29 ns 1,62-0,52 ns 0,65-0,06 ns 2,23 0,69 ns 1,21 Emploi considère comme au niveau des compétences p 1,82 ns 1,41-0,33 ns 0,56-0,96 ns 1,91 0,82 ns 1,06 ource : Céreq, enquête «Génération 1998», interrogation Dans le tableau 9, nous remarquons que peu importe l indicateur d efficacité considéré, pour les deux populations, il n y a pas de différence significative de salaire ou d opinion par rapport à l emploi détenu cinq ans après la sortie d études entre les apprentis et les jeunes sortis d une filière «classique». Conclusion Le fait d avoir fini les études en apprentissage à des niveaux supérieurs au bac par rapport au fait de les avoir finies dans une filière «classique», n a pas d impact sur la vélocité d accès à un premier emploi ou à un premier emploi d au moins un an. En revanche, pour les sortants à des niveaux inférieurs ou égaux au bac, la situation est différente : le fait de passer par une filière en apprentissage diminue la durée d accès à un premier emploi ou à un emploi long de plus de 12 mois. Les jeunes quittant le système éducatif à des niveaux supérieurs au bac ont un accès plus rapide à un premier CDI s ils ont été inscrits dans une filière en apprentissage. Il n y a pas d effet sur la vitesse d accès à un premier CDI pour les apprentis sortis à des niveaux inférieurs au bac. En ce qui concerne la durée d accès à un premier emploi à temps plein, peu importe le niveau de fin d études, l apprentissage augmente la vitesse pour y accéder. Le fait de passer par une filière en apprentissage n a pas d effet sur les salaires obtenus à 1 an, 2 ans, 3 ans ou 4 ans après la sortie d études. De manière similaire, le ressenti par rapport à l emploi occupé 5 ans après l entrée dans la vie active n est pas significativement différent pour les apprentis et les jeunes sortis d une filière «classique». 424

13 Bibliographie Arrighi J.-J. et Brochier D. (2005), « , l'apprentissage aspiré par le haut», Céreq, Bref, n 217, mars. Arrighi J.-J. et Joseph O. (2005), «L'apprentissage, une idée simple, des réalités diverses», Céreq, Bref, n 223, octobre. Becker G.. (1964), Human Capital, a Theoretical and Empirical Analysis with pecial Reference to Education, NBER, New York. Bonnal L., Fleury L. et Rochard M.-B. (1999), «L insertion professionnelle des apprentis et des lycéens professionnels : des emplois proches des formations suivies, une enquête réalisée en région Centre», Économie et statistique, n 323. Cahuc P. et Zylberberg A. (1996), Économie du travail : la formation des salaires et les déterminants du chômage, De Boeck, Bruxelles. Damoiselet N. et Lévy-Garboua L. (1999), Educational ystems from an Economic Perspective: an International Comparison, working paper Targeted ocio-economic Research, TT. Elias P., Hernaes E. et Baker M. (1994), «Vocational Education and Training in Britain and Norway», in Training and The Private ector International Comparisons, ed. L.M. Lynch, NBER. Grelet Y., Affichard J. et Combes M.-C. (1992), «Apprentis et élèves des lycées professionnels, où sont les emplois stables?», Formation Emploi, 38, pp anchez R. (2007), «L apprentissage en 2005 : une nouvelle hausse des entrées», DARE, Premières informations Premières synthèses, mars, n imonnet V. et Ulrich V. (2000), «La formation professionnelle et l insertion sur le marché du travail : l efficacité du contrat d apprentissage», Économie et statistique, n ollogoub M. et Ulrich V. (1999), «Les jeunes en apprentissage ou en lycée professionnel, une mesure qualitative et quantitative de leur insertion sur le marché du travail», Économie et statistique, n