Une évaluation économétrique de l impact des politiques publiques d emploi sur les trajectoires professionnelles des demandeurs d emploi

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1 9 es Journées d études Céreq Lasmas-IdL, Rennes, 15 et 16 ma 2002 «Formaton tout au long de la ve et carrères en Europe» Une évaluaton économétrque de l mpact des polques publques d emplo sur les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo Célne Souham Gasquet Introducton Ce paper propose une évaluaton économétrque de l mpact des polques publques d emplo sur les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo. La réalsaton d une telle évaluaton emprque soulève des dffcultés conceptuelles et méthodologques spécfques en rason notamment de la trple dmenson de toute trajectore professonnelle : temporelle, ndvduelle mas également locale. Nous commençons par exposer la problématque générale de notre traval (1). Nous présentons ensue les données utlsées (2) pus les modèles estmés et les prncpaux résultats obtenus (3). 1. Identfer les dmensons ndvduelle, temporelle et locale des trajectores professonnelles 1.1 Polques publques d emplo et trajectores professonnelles L évaluaton des polques d emplo est confrontée, comme toute évaluaton de polques publques, à un problème d dentfcaton. Ce problème s artcule autour de la défnon de l objet de l évaluaton et du chox des méthodes approprées censées dentfer les effets nets d une polque publque. Lorsque l évaluaton porte sur des polques d emplo, dfférentes délmatons de l objet peuvent être effectuées selon le nveau auquel on se sue. Nous nous ntéressons c aux effets mcroéconomques de ces polques sur les ndvdus. S nterroger sur les effets des polques d emplo suppose alors une réflexon préalable sur leurs objectfs. Nous posons qu elles vsent à amélorer les trajectores professonnelles des ndvdus. L usage des trajectores professonnelles dans une démarche d évaluaton relève alors d une approche longudnale qu consste à rendre compte de la qualé des états successvement occupés par un ndvdu et de la dynamque qu les génère. Plus précsément les polques d emplo peuvent chercher à favorser l accès à l emplo, dfférentes nterprétatons d un tel objectf pouvant être faes selon que cet accès à l emplo s entend comme l obtenton d un emplo quelconque, l obtenton d un emplo stable ou encore l obtenton d une «poson stablsée dans l emplo» pour reprendre l expresson de Vernères (1997). Cette améloraton des trajectores professonnelles peut se fare de dfférentes façons. En augmentant le capal human des bénéfcares, le passage par une mesure do leur permettre d accroître leur productvé et donc d obtenr des emplos meux rémunérés. En augmentant le capal human des bénéfcares, le passage par une mesure do leur permettre d accéder au secteur prmare et par là à des emplos mons précares. En amélorant la qualé de leur recherche d emplo, grâce en partculer à une melleure nformaton sur la dstrbuton des offres d emplos et des salares offerts, le passage par une mesure do leur permettre d accroître leur probablé d obtenr un emplo. Ces dvers effets renvoent à des conceptons théorques dfférentes du rôle de la formaton : les modèles de capal human, les modèles de segmentaton et les modèles de prospecton ou une combnason des tros.

2 S les polques publques d emplo sont susceptbles d agr sur les trajectores professonnelles, elles n en constuent pas mons qu un des détermnants. Plus largement une double dmenson, temporelle et ndvduelle, est reconnue aux trajectores professonnelles. 1.2 Trajectores professonnelles, détermnants ndvduels et processuels Les analyses du processus d nserton professonnelle retennent tradonnellement les caractérstques personnelles des ndvdus comme facteurs d explcaton : l âge, le sexe, la formaton nale, les expérences connues sur le marché du traval, etc. À l nstar du découpage retenu par Eckert et Hanchane (1997) nous proposons de dstnguer deux grands groupes de détermnants ndvduels selon qu ls relèvent d une temporalé archéologque ou processuelle. Les détermnants archéologques concernent les caractérstques défnvement acquses par un ndvdu, à savor les caractérstques nales soco-démographques comme le sexe, l orgne géographque et famlale ans que les caractérstques soco-économques acquses dans le système de formaton nale. Les dffcultés rencontrées par certanes populatons sur le marché du traval peuvent être nterprétées au regard de la théore du capal human (Becker, 1964). Elles trouvent leur orgne dans un manque de formaton des ndvdus : formaton générale nsuffsante pour les mons dplômés, formaton spécfque obsolète pour les plus âgés, manque d expérence sur le marché du traval pour les plus jeunes Trop chères, ces populatons ont du mal à être embauchées et s elles le sont, perçovent de fables rémunératons, corollarement à leur fable stock de capal human accumulé. À l nverse, un nveau de formaton plus élevé permet aux ndvdus d accroître leurs chances d accéder à l emplo en amélorant la qualé de leur recherche d emplo, en les plaçant sur des segments du marché du traval où la tenson entre l offre et la demande de traval est mons forte, en élargssant leurs possblés de déclassement (Balsan, 1999). Ce n est cependant pas seulement le nveau absolu de formaton de l ndvdu qu mporte : sa poson relatve peut également ntervenr. Ces dffcultés peuvent en effet être également nterprétées au regard des théores du fltre d Arrow, du sgnal de Spence ans que des modèles de concurrence pour l emplo de Thurow. Ces théores permettent d nterpréter l utlsaton des caractérstques des ndvdus comme crères de sélecton à l embauche : certanes populatons connassent des dffcultés d nserton et de rénserton professonnelle non pas forcément en rason d une employablé réellement fable, mas en rason d une employablé perçue comme fable par les employeurs. Des ndvdus présentant les mêmes caractérstques soco-démographques et socoéconomques peuvent cependant se retrouver dans des posons dfférentes sur le marché du traval. Contrare aux posons défendues dans la théore du capal human, un tel constat est à reler à la nature dynamque et processuelle de l nserton et la rénserton professonnelle : «la successon des suatons est à la fos le résultat des moblés passées et une des causes des moblés futures» (Balsan, Hanchane, Werqun, 1996, p. 93). Les détermnants processuels comprennent alors l ensemble des suatons successves connues sur le marché du traval. Le passage par une mesure de polque d emplo a ans un mpact sur la trajectore professonnelle des demandeurs d emplo. De la même façon cette trajectore professonnelle dépend des professons exercées avant l entrée au, des rasons de l entrée au, du temps passé sur le marché du traval, etc. Surtout, les modalés de l nserton et de la rénserton professonnelle semblent fortement dépendre des suatons d emplo et de connues précédemment. Des cercles vceux peuvent s nstaurer : des suatons d emplos précares entraîneraent des suatons d emplos précares tout comme le entraînera le. La théore de la segmentaton peut être avancée pour justfer le premer de ces cercles vceux. Les ndvdus en emplos précares sont embauchés dans le secteur secondare. Aucun len n exstant entre ce secteur et le secteur prmare, ces personnes ne peuvent prétendre à des emplos stables caractérstques de ce derner. L enlsement dans les emplos précares les attend alors 1. Les suatons de peuvent quant à elles se répéter parce que les personnes concernées ont, compte tenu de leurs caractérstques personnelles, une fable employablé. Le est également source de car l contrbue à dmnuer l employablé des ndvdus, 1. De nombreuses évaluatons condusent cependant à remettre en cause un tel enlsement systématque dans les emplos précares (Fougère, Kamonka, 1992 ; Henguelle, 1994a, 1994b ; Verder, 1995 ; Balsan, Hanchane, Werqun, 1996). 52

3 en les décourageant et les démotvant, en rendant leur capal human obsolète, en les stgmatsant aux yeux des employeurs dans la catégore des personnes les mons employables, etc. C est ans que des chômeurs devennent chômeurs de longue durée ou chômeurs récurrents 2. En reconnassant cette double dmenson aux trajectores professonnelles, ndvduelle et temporelle, nous nous trouvons dès lors confronté au problème de l dentfcaton séparée de la dépendance d état et de l hétérogénéé ndvduelle non observée. 1.3 Dépendance d état et hétérogénéé ndvduelle Les trajectores professonnelles sont drectement nfluencées par les caractérstques propres des ndvdus. Ren ne garant que l ensemble de ces caractérstques sont observées. Certanes sont par nature non observables tands que d autres peuvent tout smplement ne pas être observées dans l enquête utlsée. L évaluaton ne peut alors fare abstracton de l exstence potentelle de telles caractérstques ndvduelles non observées ou non observables. En effet s les polques d emplo sélectonnent de façon endogène certans ndvdus, autrement d s les bénéfcares des mesures présentent des caractérstques nobservées dfférentes de celles des non-bénéfcares, ne pas en tenr compte peut condure à une estmaton basée des effets de ces dsposfs, que les données soent en coupe ou transversales. Le recours à l économétre de données de panel apparaît alors plus partculèrement utle (Matyas, Sevestre, 1992 ; Baltag, 1995). Elle permet non seulement de suvre la trajectore des ndvdus dans le temps mas également de meux tenr compte de ces spécfcés ndvduelles non observables. Toute évaluaton des polques publques d emplo se do également de fare la part entre les effets dus aux parcours antéreurs et ceux dus aux caractérstques propres aux ndvdus. «Le parcours antéreur permet-l en so d amélorer l nserton professonnelle des ndvdus ou ben ne représente-t-l qu un ndcateur ndrect d une plus ou mons grande employablé qu va se révéler progressvement lors du processus d nserton?» (Lollver, 2000, p.51). Cette dentfcaton entre dépendance d état et hétérogénéé ndvduelle constue l un des enjeux majeurs de l évaluaton compte tenu de ses répercussons en termes de polque publque à mettre en œuvre. Ans s l enlsement dans le résulte du passage même par le (dépendance d état) les polques dovent chercher à éver le passage par une telle suaton. S au contrare cet enlsement s explque par les caractérstques personnelles des ndvdus, les polques dovent être cblées sur ces populatons à rsque. Le recours à des modèles prob à effet ndvduel aléatore corrélé dans la perspectve d une approche proposée par Chamberlan (1984) permet la réalsaton d une telle dentfcaton. La reconnassance d une dmenson supplémentare des trajectores professonnelles, la dmenson locale, complexfe alors un peu plus ce débat tradonnel. 1.4 Trajectores professonnelles et marchés locaux du traval Au-delà des dmensons ndvduelle et temporelle, nous posons que les trajectores professonnelles possèdent également une dmenson locale. Les processus d nserton et de rénserton professonnelles, sur lesquelles ag le passage par une mesure de polque d emplo, s élaborent en effet sur des marchés locaux du traval et non sur un seul et unque marché. «( ) Les lens socaux et famlaux, les sommes nvestes dans le logement, la famlaré avec l envronnement mmédat et le manque d nformaton contrbuent souvent à restrendre la recherche d un emplo à une parcelle de terrore très lmée : les ndvdus évoluent sur des marchés locaux» (OCDE, 1989, p. 103). Selon le pont de vue adopté un marché local du traval apparaît comme la zone géographque à l ntéreur de laquelle se sue l ensemble des possblés d emplos offertes à un ndvdu sans qu l a à changer de leu de résdence ou comme la zone géographque qu content les travalleurs potentels que l entrepreneur peut attrer (Beaumert, 1992). Il s ag alors de rechercher les éléments du contexte local, les caractérstques du «système localsé d emplo», susceptbles d nfluer sur les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo. Nous proposons de dstnguer dans cette dmenson locale 2. Ce cercle vceux n est cependant pas systématque. 53

4 la nature double de l nserton qu est à la fos détermnée par un certan nombre de caractérstques locales et construe par les acteurs qu s y trouvent et les comportements qu ls y développent. Les caractérstques locales de structures ont tra aux condons d offre de traval (taux de, part du de longue durée ), de demande de traval (structure et dynamque des emplos) ou encore d envronnement (dynamque démographque, dynamque d actvé, attractvé du terrore). En détermnant les «opportunés locales d emplo» (Demazère, Dubar, 1994), ces éléments sont susceptbles d ntervenr sur la trajectore professonnelle des demandeurs d emplo. Un rapprochement peut alors être magné entre leur suaton sur les marchés locaux du traval et les caractérstques structurelles de celu-c. Ce rapprochement ne peut cependant être que partel : rédure le «local» au contexte économque constuera une approche très réductrce néglgeant les logques nstutonnelles et les logques d acteurs dans l explcaton de l nserton professonnelle (Demazère, Dubar, 1994). Les marchés locaux du traval se caractérsent donc également par le comportement des prncpaux acteurs locaux à savor les entreprses mas également les acteurs de terran en charge de la mse en œuvre des polques publques d emplo. Les trajectores professonnelles sont tout à la fos structurées par l offre et par la demande de traval, le pods relatf de chacune varant selon les auteurs et les pérodes. Les modalés et les qualés de l nserton professonnelle d un ndvdu ne dépendent donc pas unquement de ses caractérstques propres mas également des modes de geston de la mand œuvre des entreprses. Les polques de recrutement, de rémunératon, de formaton, de promoton dffèrent selon les entreprses, explquant que les trajectores professonnelles des ndvdus varent en foncton du type d entreprse qu ls ntègrent. L utlsaton que font les entreprses des dfférents contrats de traval est ans partculèrement révélatrce de leur mode de geston de la mand œuvre. Il est un acteur encore plus rarement prs en compte dans l analyse des trajectores professonnelles : l acteur local en charge des polques d emplo. Ces acteurs locaux ntervennent sur les marchés locaux du traval, à côté des demandeurs d emplo et des employeurs : drectons départementales du traval de l emplo et de la formaton professonnelle (DDTEFP), agences locales pour l emplo (ALE), mssons locales (ML), permanences d accuel d nformaton et d orentaton (PAIO) ont en charge la mse en œuvre des dsposfs natonaux. Plus largement ces nstutons sont à l orgne de réseaux relatonnels destnés à facler l accès ou le retour à l emplo. La réalé de terran 3 comme les analyses théorques 4 révèlent que ces metteurs en œuvre ne sont pas de smples exécutants. Il s ag ben au contrare de vérables acteurs dsposant d une certane lberté d acton leur permettant de s approprer les mesures dont ls ont la responsablé. À l orgne de dsparés dans la mse en œuvre des polques publques d emplo, ces acteurs contrbuent alors à structurer les marchés locaux du traval. Reconnaître un tel statut et un tel rôle à ces acteurs locaux revent à leur reconnaître une nfluence potentelle sur les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo d un terrore, nfluence que l évaluaton des effets mcroéconomques des polques publques d emplo se do alors de prendre en compte. En attrbuant une dmenson supplémentare aux trajectores professonnelles, la dmenson locale, nous contrbuons à complexfer le débat tradonnel entre dépendance d état et hétérogénéé ndvduelle. Le contexte local apparaît en effet comme un trosème détermnant venant nterférer avec l nfluence respectve des deux autres dmensons des trajectores. L évaluaton économétrque proposée se do alors d dentfer l nfluence respectve de ces tros dmensons : temporelle, ndvduelle et locale. 3. Vor notamment (Benhayoun, Cayol, Lazzer, 1995 ; Bessy, Eymard-Duvernet, Gomel, Smonn, 1995 ; Cayol, Lazzer, Souham Gasquet, 1996 ; Lazzer, Souham Gasquet, 1997 ; Delfn, Demazère, 2000 ; Legay, Monchatre, 2000). 4. Vor notamment (Padoleau, 1978 ; Mayntz, 1979 ; Noche, 1982 ; Greffe, 1985 ; Mény, Thoeng, 1989 ; Monner, 1992 ; Sfez, 1992 ; Perret, 1993 ; Rouban, 1993 ; Chevaller, 1994 ; Loungoulah, 1996 ; Bussman, Klot, Knoepfel, 1998). 54

5 Encadré 1 La trple dmenson des trajectores professonnelles Hétérogénéé ndvduelle Dépendance d état Contexte local Trajectores professonnelles Nous présentons les données utlsées pour réalser cette évaluaton (2) pus nous exposons les méthodes moblsées et les prncpaux résultats obtenus (3). 2. Les données L évaluaton économétrque réalsée repose sur les données recuelles dans le cadre de l enquête «Trajectore des demandeurs d emplo et marché local du traval» réalsée entre 1995 et 1998 par la Drecton de l anmaton, de la recherche et des études statstques (DARES) du Mnstère du Traval 5. Cette enquête porte sur une cohorte de «nouveaux nscrs à l ANPE» en catégore 1, 2 ou 3 au cours du deuxème trmestre 1995, ayant mons de cnquante-cnq ans au moment de leur entrée au et résdant dans hu zones d emplo de l Île-de-France, de Nord-Pas-de-Calas et de la régon Provence Alpes Côte d Azur (PACA). Tros nterrogatons ont été réalsées : la premère, en face à face, a eu leu entre janver et mars Les nterrogatons suvantes ont été effectuées par téléphone fn 1996 et fn ndvdus ont répondu à la premère nterrogaton, à la seconde et à la trosème. Il s ag donc d une enquête longudnale reconstrusant des trajectores en recensant de façon chronologque les suatons par lesquelles les ndvdus sont passés sur le marché du traval au cours de la pérode La présente évaluaton ne porte que sur les demandeurs d emplo de la régon PACA. Sont observés 743 demandeurs d emplo dans la zone d Axen-Provence, 563 dans celle de l Étang de Berre et dans celle de Marselle Aubagne. Ces données présentent de nombreux avantages pour notre traval. Par leur caractère longudnal elles permettent de suvre les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo dans le temps, et par là de rendre compte de leur nature processuelle, mas également de tenr compte de l hétérogénéé ndvduelle non observée. Par leur caractère local, elles permettent de suvre des trajectores professonnelles sur des marchés locaux du traval dfférencés. Enfn, afn de dsposer d un échantllon de talle rasonnable, le chox est fa d utlser un panel non cylndré, ce qu permet d enrchr de façon consdérable l analyse emprque en dépassant les nombreuses lmes des panels cylndrés (Hanchane, 1998). Cet enrchssement s accompagne cependant d une complexfcaton mportante des méthodes économétrques. 2.1 Analyse descrptve La populaton observée 6 L évaluaton porte sur un échantllon de observatons pour personnes 7. Ces observatons concernent une populaton prncpalement fémnne, jeune et d orgne françase. Dans plus de 48 % des suatons les personnes ont arrêté leurs études avant dx-hu ans. Plus de 40 % des suatons concernent ans des dplômés de nveau VI ou V et même plus de 55 % des dplômés de nveau IV ou nféreur. Les demandeurs d emplo observés ont en commun de s être nscrs à l ANPE au début de l année Ils se dfférencent en revanche par leur antécédent sur le marché du traval : 5. Ces données sont complétées par un ensemble de statstques locales provenant de l INSEE et de la DARES. 6. Vor en annexe I la moyenne et l écart-type des prncpales varables ndvduelles. 7. À partr d une observaton mensuelle des ndvdus, ont été exclus ceux qu n étaent présents qu une seule fos et ceux qu l étaent plus de sx fos. 55

6 certans n avaent jamas travallé, d autres ou (dans 83,4 % des cas). Pour ces derners, le derner contrat connu avant l nscrpton à l ANPE est un CDI dans près de 54 % des observatons, un CDD dans 27 % et un contrat adé dans 12,5 %. Sur les trente-hu mos d observaton ces demandeurs d emplo ont passé beaucoup plus de temps au qu en emplo : ls ont connu une durée moyenne du premer de 9,5 mos et du deuxème de 4,4 mos. Leur suaton évolue cependant sensblement d une nterrogaton à l autre. Au début de l année 1996 lors de la premère nterrogaton, 25 % sont en emplo et 60,7 % au. Ces proportons passent respectvement à 43,5 % et 46,1 % au début de l année 1997 et surtout à 52 % et 38 % lors de la dernère nterrogaton en Parm les demandeurs d emplo observés, 616 appartennent à la zone d emplo d Ax-en- Provence, 503 à celle de l Étang de Berre et à celle de Marselle Aubagne. Certanes spécfcés apparassent selon les terrores. L échantllon observé sur la zone d Ax-en-Provence (2 891 observatons) se caractérse essentellement par un nveau de formaton nale plus élevé et surtout une «melleure nserton» sur le marché du traval, apprécée en termes de temps passé au, de temps passé en emplo et de suatons connues lors des tros nterrogatons. Dans la zone de l Étang de Berre (2 411 observatons) au contrare la populaton est mons dplômée et connaît une durée moyenne de plus élevée. Quant à la zone de Marselle Aubagne (5 578 observatons), elle se dstngue également par une populaton mons dplômée ans que par une durée moyenne passée en emplo plus fable qu alleurs. Le tableau suvant reprend les prncpales caractérstques de la populaton observée. Tableau 1 Quelques caractérstques de la populaton observée Ax-en- Étang de Marselle Provence Berre Aubagne PACA Proporton de femmes 55, ,5 Proporton de mons de 35 ans 63,2 64,2 67,2 65,5 Proporton de demandeurs d emplo dont le père a la natonalé françase 75,9 70,6 70,4 71,9 Proporton de demandeurs d emplo ayant arrêté leurs études à 18 ans maxmum 43 55,3 48,9 48 Proporton de dplômés de nveaux VI et V 35,2 45,3 43,5 41 Proporton de dplômés de nveaux VI, V et IV 50,8 60,6 56,7 55 Proporton de demandeurs d emplo ayant déjà travallé avant , ,9 83,4 Durée moyenne passée au sur les 38 mos (en mos) 9,218 9,72 9,66 9,5 Durée moyenne passée en emplo sur les 38 mos (en mos) 4,766 4,6 4,16 4,4 Nombre d observatons Nombre de demandeurs d emplo Sur les 2327 demandeurs d emplo de l échantllon 632 sont passés par un contrat adé 8 so 11,5 %. Les caractérstques de ces personnes dffèrent de celles n ayant jamas bénéfcé d une mesure de polque d emplo. La populaton passée par un dsposf est une populaton fortement fémnne (les femmes représentent 68 % des observatons où l y a eu un contrat adé contre 51,4 % de celles où l n y en a pas eu), jeune (l s ag de personnes de mons de 25 ans dans 41,8 % des cas) et d orgne françase (l s ag de demandeurs d emplo dont le père a la natonalé françase dans tros cas sur quatre). La structure par âge d arrêt des études et par dplôme est en revanche sensblement la même dans les deux populatons. Plus jeune, la populaton passée par un contrat adé a, logquement, mons souvent eu une expérence professonnelle avant son nscrpton à l ANPE en Lorsqu elle en a eu une son derner contrat a souvent été un contrat adé (dans 28 % des cas contre seulement 11,5 % pour les observatons où l n y a jamas eu de contrat adé) ; constat pouvant dès à présent lasser supposer l exstence d un «engrenage» des mesures de polques d emplo Les personnes passées par un contrat adé ont, en moyenne, passé à pene plus de temps au et ont connu à pene plus de pérodes de que les autres. Elles connassent par contre des durées et des séquences moyennes d emplo nettement plus élevées ; les suatons de contrat adé étant des suatons d emplo. L observaton des pérodes passées en CDD et en CDI révèle au contrare des durées et des séquences moyennes mons mportantes que pour les personnes n ayant jamas bénéfcé de mesures de polques d emplo. C est dans la zone de l Étang de Berre que le passage par un dsposf de 8. Il s ag de contrats emplo soldaré, de contrats emplo consoldé, de contrats de qualfcaton et de contrats natve emplo. 56

7 polque d emplo est le plus fréquent. 63 demandeurs d emplo ont bénéfcé d un contrat adé so 12,5 % de la populaton observée contre envron 11 % dans les deux autres zones. Les caractérstques des bénéfcares par rapport à celles des non bénéfcares observées au nveau de l ensemble de la régon PACA se retrouvent en parte dans les tros zones d emplo. Certanes spécfcés locales apparassent toutefos, notamment quant au nveau de formaton nale de ces deux populatons Les marchés locaux du traval observés Caractérstques locales de structure Une opposon très nette apparaît entre la zone d emplo d Ax-en-Provence d un côté et celles de l Étang de Berre et de Marselle Aubagne de l autre en termes de condons de demande de traval. Concernant la structure des emplos, la zone d Ax-en-Provence connaît la part des emplos de cadres et de professons ntellectuelles supéreures la plus grande et la part des emplos d ouvrers qualfés la plus pete. S le taux de est nettement mons élevé à Ax, les emplos adés et les emplos précares y sont en revanche plus fréquents. Concernant la dynamque des emplos et la capacé d adaptaton des entreprses de la zone, Ax-en-Provence présente également une suaton plus favorable que les deux autres zones et en partculer que celle de l Étang de Berre qu connaît la poson la plus crque. L évoluton de l emplo sur la pérode 1990/1998 y est mportante 9, plaçant la zone parm les plus excédentares, alors qu elle est négatve dans les zones de l Étang de Berre et de Marselle Aubagne. Les secteurs «protégés» comme l emplo publc et l emplo non salaré, et donc censés être garants d une certane stablé de l emplo, y sont plus mportants. Les ndcateurs de concentraton tradusent également la poson plus favorable d Ax-en-Provence 10. Enfn la zone d emplo d Ax-en-Provence connaît également les plus fortes proportons de salarés dans les petes et moyennes entreprses et dans le tertare. Tableau 2 Les varables explcatves locales relatves aux condons de la demande de traval Ax-en- Provence Étang de Berre Marselle Aubagne Structure des emplos Taux d encadrement = nombre de «cadres et professons ntellectuelles supéreures» 17,3 13,8 14,3 (comprend les cadres et ngéneurs d entreprse, les professeurs et les professons scentfques ans que les professons de l nformaton, des arts et des spectacles) du secteur prvé et sem publc (champ DADS) rapporté au nombre total de salarés du secteur prvé et sem publc au 1/1/95 Taux de précaré = nombre d emplos de mons de tros mos et d emplos à temps non 40 37,2 36,8 complet rapporté au nombre total d emplos en 1995 Taux d utlsaton des mesures de polque d emplo du secteur marchand en 1995 = 8,7 7,3 7,4 nombre de bénéfcares rapporté à l effectf salaré (UNEDIC 1993) Pods du secteur tertare = nombre de postes employés dans ce secteur d actvé 78,9 65,9 83,4 rapporté au nombre total de postes au leu de traval en Le secteur tertare comprend le commerce, les transports, les actvés fnancères et moblères, les servces aux entreprses et aux partculers, l éducaton, la santé et l acton socale Dynamque des emplos et capacé d adaptaton Évoluton de l emplo salaré entre 1990 et ,8-0,4-0,5 Part des effectfs salarés dans les quatre plus grands établssements de la zone en 9, ,8 termes d effectfs en 97 Dépendance à l Île-de-France = part des établssements de plus de 10 salarés dont le 15,7 24,2 15,5 sège socal est en Île-de-France Dépendance à la régon PACA = part des établssements de plus de 10 salarés dont le 5,3 5,7 2 sège socal est dans la régon PACA mas hors de la zone d emplo consdérée Part des salarés des entreprses de mons de 10 salarés en ,7 19,4 28,7 Cette suaton partculèrement prvlégée de la zone d Ax-en-Provence en termes de demande de traval peut être drectement rapprochée des condons d nserton professonnelle des demandeurs d emplo observés dans cette zone : lors des tros nterrogatons ls sont plus souvent en emplo et 9. Même s elle est nsuffsante pusque la dynamque de la zone et le haut nveau des emplos offerts attrent la populaton de l ensemble de la régon PACA, générant un mportant. 10. Sous l hypothèse qu une concentraton mons grande permet une plus grande réacton, une plus grande capacé d adaptaton. 57

8 mons souvent au que les demandeurs d emplo de l Étang de Berre et de Marselle Aubagne ; ls connassent des durées et des séquences d emplo plus mportantes et nversement des durées et des séquences de plus fables. Concernant les condons de l offre de traval, la zone de Marselle Aubagne connaît la suaton la plus crque en termes de taux de, de taux de de longue durée et de taux de retour à l emplo. Cette suaton dégradée du marché local du traval à Marselle Aubagne peut être drectement rapprochée des condons d nserton des demandeurs d emplo observées dans cette zone. En revanche, alors que les demandeurs d emplo de la zone d Ax-en-Provence semblent connaître une nserton de melleure «qualé» que ceux de la zone de l Étang de Berre, en termes de durées et séquences d emplo et de connues sur les trente-hu mos d observaton, ces écarts ne se retrouvent guère dans les condons d offre de traval de ces deux zones. Tableau 3 Les varables explcatves locales relatves aux condons d offre de traval Suaton du marché du traval Taux de au sens du BIT en 1995 = Pour être au chômeur au sens du BIT l faut être sans traval.e. ne pas avor travallé une heure dans la semane précédant l enquête, être dsponble pour travaller dans un déla détermné et rechercher effectvement un traval. Fludé du marché du traval Taux de retour à l emplo en 1996 = demandes d emplo sortes pour reprse d emplo au cours de l année 1996 rapportées à la somme des DEFM au 31/12/95 et des demandes d emplo enregstrées au cours de l année 1996 TC = Taux de de longue durée = nombre total de chômeurs à la recherche d un emplo depus plus d un an rapporté au nombre total de DEFM au 31/03/95 CTLD = Taux de de très longue durée au 31/03/98 = nombre de chômeurs à la recherche d un emplo depus plus de deux ans rapporté au nombre total de DEFM au 31/03 Ax-en- Provence Étang de Berre Marselle Aubagne 13,1 13,8 18,3 14,8 15,4 12,9 35,2 34,4 39,9 17,9 14,8 20,4 Tableau 4 Les varables explcatves locales relatves aux condons d envronnement Ax-en- Provence Étang de Berre Marselle Aubagne Dynamque démographque Taux d évoluton annuel moyen de la pop. totale entre 1990 et ,7 1,8 Part des mons de 20 ans dans la populaton totale en ,9 31,7 24,2 Part des plus de 65 ans dans la populaton totale en ,1 8,9 17,2 Dynamque d actvé Taux d évoluton annuel moyen de la populaton actve entre 1975 et ,8 4,4 0,2 Taux de stablé des actfs en 1995 = pourcentage d actfs travallant et résdant dans une même zone d emplo parm l ensemble des actfs ayant un emplo et résdant dans cette zone = pourcentage d actfs occupés travallant dans la zone Solde des transferts d établssements entre 1993 et 1996 = dfférence entre le nombre d établssements arrvant dans la zone et le nombre d établssements partant de la zone sur la pérode consdérée Attractvé du terrore Dépendance à l Île-de-France = part des établssements de plus de 10 salarés dont le sège socal est en Île-de-France 69, , ,7 24,2 15,5 Dépendance à la régon PACA = part des établssements de plus de 10 salarés dont le 5,3 5,7 2 sège socal est dans la régon PACA mas hors de la zone d emplo consdérée Indce d urbansaton en 1999 = concentraton de la populaton dans les grandes vlles 51,6 53,1 83,5 (plus de habants) Part des foyers fscaux non mposés 46,9 54,4 51,4 Part des bénéfcares du RMI (1996) 2,9 4,5 6,9 Part des personnes vvant en dessous du seul de bas salare.e. en 1996 percevant mons de 3650F mensuels par uné de consommaton 13,9 16,7 24,8 La zone d Ax-en-Provence présente par contre une certane attractvé. Elle connaît un dynamsme démographque nettement plus mportant que dans les deux autres zones. Un peu mons urbansée que les autres, la zone d Ax-en-Provence semble partculèrement «rche» au regard du revenu annuel mposable par foyer fscal et, à l nverse, des parts de bénéfcares du RMI et de 58

9 personnes vvant en dessous du seul de bas salare. Contrarement à la zone d Ax-en-Provence, celle de l Étang de Berre connaît le plus pet revenu annuel mposable par foyer fscal en 1997, le plus fable revenu moyen en 1994 et la plus grande part de foyers fscaux non mposés. Cette zone présente également la plus grande dépendance à l Île-de-France et à la régon PACA. Enfn la zone de Marselle Aubagne, la plus urbane, connaît à la fos le plus pet solde de transfert d établssements sur la pérode 1993/1996 et les proportons les plus élevées de bénéfcares du RMI et de personnes vvant en dessous du seul de bas salare Caractérstques locales de comportement Des varables relatves aux contrats, à la talle des entreprses et aux secteurs d actvé sont censées refléter le mode de geston de la man-d œuvre des entreprses. Comme nous l avons déjà vu la zone d Ax-en-Provence se dstngue des deux autres par des contrats ds précares plus fréquents. La zone de l Étang de Berre se caractérse quant à elle par un secteur tertare mons développé que dans les deux autres zones ans qu un pods des salarés des très petes entreprses mons fort. Tableau 5 Les varables explcatves locales relatves au comportement de geston de la man-d œuvre des entreprses Caractérstques des contrats Taux de précaré = nombre d emplos de mons de tros mos et d emplos à temps non complet rapporté au nombre total d emplos en 1995 Taux d utlsaton des mesures de polque d emplo du secteur marchand en 1995 = nombre de bénéfcares rapporté à l effectf salaré (UNEDIC 1993) Part des fns d emplos précares (CDD + ntérm) dans l ensemble des nscrptons à Ax-en- Provence Étang de Berre Marselle Aubagne 40 37,2 36,8 8,7 7,3 7,4 34,8 35,4 29,6 l ANPE au 1 er trmestre 1998 Talle des entreprses Part des salarés dans les très petes entreprses (mons de 10 salarés) en ,7 19,4 28,7 Secteur d actvé Pods du secteur tertare au 1/1/95 78,9 65,9 83,4 Concernant le comportement des metteurs en œuvre locaux des polques publques d emplo, les ades reçues des nstutons comme les démarches effectuées et les personnes / nstutons moblsées pour rechercher un emplo dffèrent d une zone à l autre. C est à Ax-en-Provence que les ndvdus ont le mons souvent fa des démarches auprès des nstutons (dans 56,5 % des cas), ce résultat pouvant être rapproché des caractérstques des demandeurs d emplo de la zone 11. Dans cette zone les demandeurs d emplo ont plus souvent utlsé les petes annonces (dans 65 % des cas) ou fa des démarches drectes auprès des employeurs (dans 64 % des suatons). La suaton est dfférente dans les deux autres zones. Dans celle de Marselle Aubagne les démarches auprès des nstutons sont quasment auss fréquentes que les démarches drectes auprès des employeurs et à pene mons que le recours aux petes annonces (ces dernères sont moblsées dans 61 % des cas, les nstutons dans 59 % et les employeurs dans 58 %). Mas c est surtout l Étang de Berre qu se dstngue, apparassant comme la zone moblsant le plus les acteurs locaux en charge des polques d emplo. Les démarches auprès des nstutons sont le moyen le plus souvent moblsé avec les démarches drectes auprès des entreprses (toutes deux cées dans 62 % de cas). Les pérodes de où les ndvdus ont reçu des offres d emplo de la ML et de la PAIO ou de l ANPE et de l APEC sont plus fréquentes que dans les deux autres zones ans que les pérodes où les demandeurs d emplo ont jugé ces nstutons locales comme les plus aptes à leur trouver un emplo. S les moyens moblsés pour rechercher un emplo varent d une zone à l autre, les moyens ayant effectvement perms de trouver un emplo restent en revanche sensblement les mêmes. Il s ag prncpalement des relatons personnelles 12, appelées «lens forts» (c est le cas de 27,5 % des emplos obtenus par les personnes de Marselle, de 28 % de ceux obtenus à Ax et de 29 % de ceux obtenus 11. En partculer de leur nveau de formaton nale élevé. 12. Cec apparaît comme une caractérstque des zones d emplo de la régon PACA, par rapport aux autres régons observées dans le cadre de l enquête «Trajectore des demandeurs d emplo et marchés locaux du traval» (Smonn, 2000). 59

10 dans la zone de l Étang de Berre), des canddatures spontanées (17 % des emplos d Ax, 18 % de ceux de l Étang de Berre et 20 % de ceux de Marselle) et des relatons professonnelles (respectvement 16, 15 et 15 % des emplos sont trouvés de cette façon). Dans les tros zones seulement 11 % des emplos ont été trouvés par les nstutons 13. Un tel résultat amène deux remarques. Tout d abord, alors que les nstutons sont fortement moblsées (elles sont cées dans 57 à 62 % des cas) comme moyen utlsé pour rechercher un emplo elles permettent peu souvent de trouver un emplo. Un tel résultat peut condure à douter de l effcacé de ces structures à trouver un emplo aux chômeurs Ensue alors que des dfférences apparassent entre les tros zones quant à ce recours aux nstutons la proporton d emplos trouvés par ce moyen est le même pour les tros. Estce à dre que quelle que so la moblsaton de ces nstutons, quelle que so leur utlsaton par les demandeurs d emplo, leur effcacé à trouver des emplos reste la même, c est-à-dre fable? Tableau 6 Les varables explcatves locales relatves au comportement des acteurs ntermédares du marché du traval Ade à la recherche d emplo Nombre de blans personnels et professonnels de l ANPE rapporté au nombre de pérodes de Nombre de blans personnels et professonnels de la ML rapporté au nombre de pérodes de Nombre de sessons d orentaton de l ANPE rapporté au nombre de pérodes de Ax-en- Provence Étang de Berre Marselle Aubagne 16 18,4 14,2 5,1 5,4 4,8 10,1 9,1 7,7 Nombre de sessons d orentaton de la ML rapporté au nombre de pérodes de 2,4 1,9 1,5 Nombre d emplos trouvés par les nstutons rapporté au nombre de pérodes de 10,9 10,8 11,9 Nombre de démarches effectuées auprès des nstutons pour rechercher un emplo 56,5 61,9 59 rapporté au nombre de pérodes de Nombre de pérodes avec offres d emplo de l ANPE rapporté au nombre de pérodes de 19,8 22,8 18,6 Nombre de pérodes avec offres d emplo de la PAIO rapporté au nombre de pérodes de 2,8 4,2 2,8 Nombre de pérodes de où l nstuton la plus à même d ader dans la recherche d emplo est l ANPE, l APEC, la ML ou la PAIO, rapporté au nombre de pérodes de 18,4 34,3 26,4 Utlsaton des mesures de polques d emplo Taux d utlsaton des contrats de qualfcaton 0,47 0,39 0,43 Taux d utlsaton des CIE 1,22 1,3 1,3 Taux d utlsaton des mesures du secteur marchand en ,7 7,3 7,4 Ces dfférentes varables, ndvduelles et locales, sont alors retenues comme détermnants des processus d nserton et de rénserton professonnelles des demandeurs d emplo. Évaluer les effets des polques d emplo sur les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo consste donc à évaluer l nfluence respectve de ces dfférents détermnants, ndvduels, temporels et locaux. Les méthodes d évaluaton retenues ans que les résultats obtenus sont présentés dans la parte suvante. 3. Méthodes et résultats 3.1 Spécfcaton et estmaton de modèles prob non hétérogènes, de modèles prob à effet aléatore et de modèles prob à effet ndvduel aléatore corrélé 14 Le crère d évaluaton retenu est la probablé d obtenr un emplo, celu-c étant déclné en foncton de la nature du contrat de traval 15. Sont dstngués l accès à l emplo quel qu l so, l accès à l emplo non adé, l accès à l emplo d ordnare (CDD ou CDI) et enfn l accès à l emplo d stable ,9 % à Ax-en-Provence, 10,8 % à l Étang de Berre et 11,9 % à Marselle Aubagne. 14. Une présentaton méthodologque des modèles est fae en annexe II. 15. D autres crères évaluatfs sont moblsables. Nous avons ans également retenu le nombre d emplos occupés. Les résultats obtenus étant sensblement les mêmes, ce crère n est pas présenté dans ce paper (Souham Gasquet, 2001). 60

11 (CDI). Le recours à l économétre des modèles à varables qualatves sur données de panel nous permet d avor une plene utlsaton de la dmenson longudnale des trajectores professonnelles : l mpact des mesures sur la détenton d un emplo est appréhendé non pas à une seule date mas à pluseurs. Compte tenu des données dont nous dsposons et de nos objectfs le recours à un modèle prob à effet aléatore s mpose (Hanchane, 1998). Un tel modèle n est cependant pas exempt de lmes. En partculer l pose une hypothèse forte et rarement vérfée dans le domane de l nserton professonnelle et des polques publques d emplo : la non-corrélaton des effets ndvduels avec les varables explcatves. Afn de dépasser cette lme nous proposons d ntrodure dans la perspectve d une approche proposée par Chamberlan (1984) et reprse plus récemment par Lollver (2000) une spécfcaton tenant compte de l endogénéé des régresseurs à l effet ndvduel non observable. En effet Chamberlan (1984) propose d enrchr la spécfcaton en supposant que l effet ndvduel ncorpore des nformatons sur les corrélatons entre les varables explcatves (Lollver, 2000). En modélsant les effets ndvduels comme un effet aléatore corrélé aux varables observables, la spécfcaton de Chamberlan permet ans de dépasser les nconvénents des modèles à effet fxe les varables constantes dans le temps ne peuvent pas être ntrodues et des modèles à effet aléatore l hypothèse est fae d une absence de corrélaton entre les effets ndvduels et les varables explcatves. De plus l estmaton de tels modèles nous permet de dstnguer, dans une certane mesure, ce qu relève d une dépendance d état de ce qu relève de l hétérogénéé ndvduelle ; dstncton lourde de conséquences quant au type même de polque publque d emplo à mettre en place. Le caractère non cylndré du panel peut condure à une mauvase évaluaton des estmatons. En effet, le processus par lequel les ndvdus apparassent à une date donnée ou dsparassent comporte le rsque de ne pas être gnorable pour les paramètres d ntérêt de nos dfférents modèles (Njman, Verbeek, 1992). La correcton de tels bas moyennant une estmaton en deux étapes par la procédure de Heckman (1979) dans le cas de données de panel pose des problèmes numérques nsurmontables (Njman, Verbeek, 1992). Nous adoptons par conséquent une démarche très souvent utlsée dans les travaux emprques consstant à approxmer le bas par des varables reflétant la structure d apparon des ndvdus dans le panel (Gullotn, Sevestre, 1994 ; Hanchane, 1998). Un bas d endogénéé peut également exster. Le passage par une mesure de polque d emplo dépend en effet, comme la varable dépendante, des caractérstques observables mas auss nobservables des demandeurs d emplo. La sélecton des deux échantllons, bénéfcares et non-bénéfcares, est ans de endogène dans la mesure où ces deux populatons sont a pror dfférentes mas de façon nobservable. Ce bas d endogénéé peut alors condure à surestmer / sous-estmer les effets d un passage par un dsposf. Dans le cadre d un panel non cylndré la correcton strcte d un tel bas est cependant une fos encore extrêmement complexe et l n exste pas de cadre théorque standard d estmaton. L estmaton de modèles prob à effet ndvduel aléatore corrélé avec correcton du bas de non-cylndrage permet de corrger en parte un tel bas d endogénéé. 3.2 Prncpaux résultats La suaton des ndvdus est repérée tous les sx mos. La varable dépendante désgne l état de l ndvdu en termes de type d emplo occupé à chacune des sx dates retenues 16. Cette varable vaut 1 quand l ndvdu est en emplo et 0 dans tous les autres cas. Les échantllons retenus comprennent observatons pour la zone d emplo d Ax-en-Provence, pour celle de l Étang de Berre et pour celle de Marselle Aubagne 17. Les varables explcatves retenues sont celles précsées précédemment. Dans un premer temps des modèles sont estmés pour chacune des tros zones d emplo en ntrodusant unquement les varables explcatves ndvduelles. Dans un second temps des modèles sont estmés sur l ensemble des tros zones de la régon PACA en ntrodusant des varables locales. Dans les deux cas sont estmés des modèles prob non hétérogènes pus des modèles prob à effet aléatore afn d apprécer les conséquences de la prse en compte de l hétérogénéé 16. Il s ag de avrl et octobre 1995, avrl et octobre 1996, avrl et octobre La septème date, jun 1998, n est pas retenue car elle concerne trop peu d observatons. 17. Ont été exclus de l échantllon les demandeurs d emplo présents une seule fos ans que les rares personnes présentes plus de sx fos. 61

12 ndvduelle non observée. Dans les deux cas également sont ntrodues des varables des structurelles 18. Elles permettent d apprécer l nfluence des varatons de la conjoncture sur les chemnements professonnels observés. Nous présentons les prncpaux résultats obtenus en deux temps 19. Dans une premère parte nous traons de l nfluence des polques publques d emplo sur ces trajectores. Dans une seconde parte nous exposons les résultats généraux relatfs à l dentfcaton de la trple dmenson des trajectores professonnelles : ndvduelle, temporelle et locale Polques publques d emplo et accès à l emplo Quelle que so la zone d emplo et quel que so le crère retenu, les demandeurs d emplo passés par une mesure de polque publque d emplo ont tous, quelles que soent leurs caractérstques, des probablés d obtenr un emplo plus fables que les autres. Les coeffcents négatfs assocés à la varable «passage par une mesure de polque d emplo» sont encore plus mportants dans les modèles prob à effet aléatore que dans les modèles prob non hétérogènes. Les effets négatfs d un passage par une mesure sont ans encore plus forts lorsqu est prse en compte l hétérogénéé ndvduelle non observée : lon de favorser l obtenton d un emplo, le passage par une mesure contrbue au contrare à dmnuer les chances d y accéder. Un tel résultat va dans le sens de nombreuses évaluatons réalsées en France (Aucouturer, 1994a, 1994b ; Aucouturer, Gélot, 1994 ; Bonnal, Fougère, Sérandon, 1994 ; Pénard, Sollogoub, 1995 ; Balsan, Hanchane, Werqun, 1996). Pluseurs nterprétatons de cet effet négatf d un passage par une mesure de polque d emplo peuvent être proposées. En premer leu l est possble que le passage par le dsposf ne permette pas une élévaton réelle de la formaton, et donc du capal human, des bénéfcares (Ryan, 2001). Une telle hypothèse n est pas mpensable dans le cas étudé dans la mesure où l n a pas été possble de dstnguer les dfférents types de mesures prses en compte. Or parm celles-c se trouvent des mesures spécfques de formaton, comme le contrat de qualfcaton, mas également des mesures du secteur non marchand, comme les contrats emplo soldaré, dont le fable contenu en formaton est reconnu. En second leu un tel résultat peut être relé à l exstence d un bas de sélecton : les bénéfcares des dsposfs seraent, à l orgne, mons employables que les autres. Les modèles estmés ont proposé des correctons d un tel bas. Même s les méthodes employées ne sont pas parfaes, elles nous semblent toutefos suffsamment robustes et fables pour qu un tel bas ne pusse à lu seul être à l orgne de la totalé de cette nfluence négatve d un passage par un dsposf. En trosème leu, dans un contexte d nformaton mparfae, le passage par une mesure peut être nterprété par les employeurs comme un sgnal de fable employablé (Spence, 1973). Un effet de stgmatsaton des polques peut alors exster ; cette stgmatsaton résultant de l attude des employeurs. Enfn, cet effet négatf d un passage par une mesure ne peut être nterprété sans fare référence au fonctonnement et à la structure du marché du traval. Dans le cadre de la verson dualste de la théore de la segmentaton (Doernger, Pore, 1971) ce passage par une mesure peut être assmlé à un passage par un «mauvas emplo» du secteur secondare (Taubman, Wachter, 1986). Il est alors à l orgne d effets de retour négatfs, lesquels contrbuent à renforcer les barrères à l entrée des «bons emplos» du secteur prmare. Il y a effet de stgmatsaton ; la stgmatsaton résultant c de la structure du marché du traval. Une nterprétaton de ces barrères en termes de capal human peut être avancée. Il exstera deux mécansmes dstncts de formaton du capal human. Sur le secteur prmare, l accumulaton du capal human sera conforme à la théore, avec un taux de déprécaton constant, quels que soent les états par lesquels l ndvdu passe sur le marché du traval. Sur le secteur secondare en revanche, le phénomène d accumulaton du capal human sera accompagné d un processus de dmnuton du capal human par les passages par le, l nactvé mas également les mesures de polques d emplo. La relaton suvante exstera : «mauvas emplos? 18. Sx varables correspondant aux sx pérodes d observaton : per1 pour avrl 1995, per2 pour octobre 1995, per3 pour avrl 1996, per4 pour octobre 1996, per5 pour avrl 1997 et per6 pour octobre Les prncpaux résultats des estmatons réalsées sont présentées en annexe III. 20. L évaluaton réalsée permet également d dentfer les effets propres de chacune des varables explcatves retenues. Il ressort alors que ces détermnants exercent une nfluence dfférencée selon la zone d emplo consdérée et le crère évaluatf retenu. Ces résultats ne sont pas présentés dans ce texte. On se reportera à (Souham Gasquet, 2001). 62

13 mauvas travalleurs» (Taubman, Wachter, 1986 ; Hanchane, 1998). Ces barrères à l entrée peuvent également être nterprétées en termes de fltre ou de sgnalement. Le passage par une mesure peut ans agr comme un fltre, comme peut le fare avant lu le système éducatf. Dans ces cas, les ndvdus ne peuvent plus accéder aux «bons emplos» du secteur prmare non pas en rason d une accumulaton du capal human objectvement trop fable, mas en rason d une employablé supposée, nterprétée comme trop fable par les employeurs. Une lecture trop rapde de ce résultat au travers de la théore de la segmentaton pourra nous condure à crore en un certan détermnsme du marché du traval. Une telle apprécaton est cependant nuancée par les autres résultats de notre évaluaton Dépendance d état, hétérogénéé ndvduelle et contexte local Au-delà de l évaluaton des effets des polques publques d emplo sur l accès à l emplo, les estmatons réalsées permettent d dentfer les dmensons ndvduelle, temporelle et locale des trajectores professonnelles. Comme nous l avons précsé, l estmaton de modèles prob est fae selon une approche évant de poser l ndépendance de l effet ndvduel par rapport aux varables explcatves du modèle. Pour tenr compte d une éventuelle corrélaton nous fasons l hypothèse qu elle peut être approchée par une projecton lnéare de l effet ndvduel sur une parte des varables explcatves processuelles, prses en moyenne temporelle. Cette projecton est ntégrée explcement dans le modèle. La spécfcaton obtenue est donc un modèle à effet ndvduel aléatore corrélé. Notons qu à côté des termes de cette projecton subsste un effet ndvduel supposé dentfer rgoureusement la part de l hétérogénéé non observée qu est non corrélée aux varables explcatves du modèle (Chamberlan, 1984 ; Lollver, 2000). Les varables de projecton sont des varables de durées moyennes de et d emplo et des varables de séquences moyennes de et d emplo. L estmaton de tels modèles prob à effet ndvduel aléatore corrélé révèle l mportance de l hétérogénéé ndvduelle non observée. Il apparaît en effet que l ntroducton de varables supplémentares relatves aux expérences professonnelles sur le marché du traval ne dmnue pas l mportance de l hétérogénéé ndvduelle non observée 21. Autrement d, s des phénomènes de dépendance d état peuvent exster ls ne sont que margnaux, l essentel de l hétérogénéé ndvduelle non observée tradusant une hétérogénéé ndvduelle pure. Les dffcultés professonnelles rencontrées par les demandeurs d emplo des tros zones de la régon PACA s explqueraent ans pour l essentel par leurs caractérstques ndvduelles observées et non observées. Après avor cru en un détermnsme du marché du traval nous pourrons crore mantenant en un détermnsme ndvduel. La coexstence de ces deux résultats nous condu au contrare à une nterprétaton beaucoup plus nuancée : l n y a pas de détermnsme, n d un côté, n de l autre. Les trajectores professonnelles sont nfluencées par une relaton complexe entre les deux, caractérstques personnelles et expérences sur le marché du traval. Mas les trajectores possèdent également une dmenson locale. Les estmatons réalsées révèlent tout d abord que l nfluence des varables ndvduelles dffère d une zone à l autre : l âge, le sexe, la formaton nale, l expérence sur le marché du traval ntervennent dfféremment selon le marché local du traval. L ntroducton de varables de zone dans les modèles prob non hétérogènes révèle ensue que la localsaton géographque des demandeurs d emplo a un mpact sur leur probablé d accéder à un emplo. L hypothèse d une dmenson locale des trajectores professonnelles est donc confrmée. Les dfférences sont partculèrement prononcées entre les zones d Ax-en-Provence et de Marselle Aubagne, tands qu elles sont beaucoup mons nettes entre Marselle Aubagne et la zone de l Étang de Berre. Un tel résultat semble a pror cohérent avec l analyse descrptve des marchés locaux du traval de ces tros zones réalsée précédemment. L estmaton de modèles prob prenant en compte l hétérogénéé ndvduelle non observée condu cependant une fos de plus à nuancer les résultats obtenus. Il apparaît en effet dans les modèles prob à effet aléatore que la localsaton géographque des demandeurs d emplo ne joue pas de façon 21. La valeur du Rho est la même dans les modèles prob à effet aléatore et dans les modèles prob à effet ndvduel aléatore corrélé. 63

14 systématque sur leurs chances d obtenr un emplo. Les dsparés nalement observées seraent donc attrbuables à des caractérstques ndvduelles non observées et non au marché local du traval. L estmaton de modèles ntégrant des varables locales relatves notamment au comportement des acteurs locaux en charge de la mse en œuvre des polques d emplo permet de compléter cette apprécaton de la dmenson locale du processus d nserton et de rénserton professonnelle. L estmaton, dans un premer temps, de modèles prob non hétérogènes révèle ans l exstence de lens entre les trajectores professonnelles des demandeurs d emplo et certanes varables relatves au comportement des metteurs en œuvre des polques publques d emplo : le pods des mesures d ade aux chômeurs proposées par l ANPE et l APEC ou par la Msson locale et la PAIO ans que le pods des offres d emplos en provenance de ces nstutons. Il exstera donc un len entre la probablé d obtenr un emplo et le comportement des acteurs ntermédares du marché du traval. Cependant, l estmaton dans un second temps de modèles prob à effet aléatore condu à fortement nuancer ces résultats. Les varables relatves au comportement des acteurs locaux du marché du traval devennent en effet toutes non sgnfcatves dans les modèles estmant les probablés d être en emplo non adé et d être en emplo ordnare. L nfluence du comportement des metteurs en œuvre, apprécée par le pods de leurs ades et de leurs offres d emplo, n est donc pas auss mportante que ne le lassent présager les premers modèles 22. Le recours à des modèles prob prenant en compte l hétérogénéé ndvduelle non observée nous condu donc à reconnaître une fable, pour ne pas dre très fable, nfluence du contexte local sur les trajectores professonnelles : la probablé d obtenr un emplo ne dffère pas forcément selon la localsaton géographque des demandeurs d emplo ; l nfluence du comportement des metteurs en œuvre des polques d emplo 23 dsparaît dans les modèles prenant en compte l hétérogénéé ndvduelle non observée, etc. Il nous semble cependant qu une lecture dfférente peut en être proposée. S le contexte local ne semble pas ntervenr de façon drecte sur les processus d nserton et de rénserton professonnelle, une nfluence ndrecte peut être envsagée. Ce sera alors l mportance de l hétérogénéé ndvduelle non observée qu reflètera l mportance de cette dmenson locale. Concluson Le recours à l économétre de données de panel nous permet donc d évaluer les effets des polques d emplo sur les trajectores professonnelles et plus largement d dentfer les dmensons ndvduelle, temporelle et locale des processus d nserton et de rénserton professonnelle. L nterprétaton des résultats obtenus s avère alors délcate compte tenu des débats méthodologques et théorques exstants. En supposant les bas de sélecton corrgés au meux et l accumulaton du capal human produe par le passage par une mesure effectve, l nterprétaton suvante de nos résultats peut être proposée. Les caractérstques personnelles des ndvdus, observées et non observées, apparassent essentelles dans leur processus d nserton et de rénserton professonnelle. Ces caractérstques ndvduelles sont cependant lées, entre autres, à la localsaton géographque des demandeurs d emplo. Ces caractérstques personnelles, et donc de façon ndrecte les caractérstques des marchés locaux du traval, condusent certans ndvdus à bénéfcer de mesures de polques d emplo. Sur un marché du traval segmenté, le passage par un dsposf est alors assmlé au passage par un «mauvas emplo» du secteur secondare. Il en découle un enlsement dans les emplos précares de ce secteur. À cela pluseurs rasons. Le passage par une mesure peut tout d abord contrbuer à dmnuer, réellement, le capal human des bénéfcares (approche en termes de capal human). Le passage par une mesure peut ensue être perçu par les employeurs comme un sgnal de fable employablé 22. Des modèles ntégrant les autres varables locales (relatves aux condons d offre de traval, de demande de traval, d envronnement et de comportement des entreprses) ont également été estmés. Les modèles prob non hétérogènes révèlent alors l exstence d un len entre ces caractérstques locales et les probablés d accéder à l emplo. Ces lens dsparassent cependant le plus souvent dans les modèles prob prenant en compte l hétérogénéé ndvduelle non observée (Souham Gasquet, 2001). 23. Comme celle de la plupart des caractérstques des marchés locaux du traval. 64

15 (approche en termes de sgnal). Le passage par une mesure peut enfn ne fare que révéler les ndvdus les mons employables effectvement (approche en termes de fltre). Au-delà de ces résultats, l évaluaton économétrque réalsée nous condu à mettre en évdence des résultats varables selon les modèles estmés. Elle est alors l occason de rappeler le len fort exstant entre méthodes et résultats, len que l évaluaton, quelle qu elle so, ne saura néglger. Célne Souham Gasquet Céreq, 10 place de la Jolette, BP Marselle cedex 02 Tél : E-mal : gasquet@cereq.fr Bblographe Aucouturer A.-L., 1994a, Panels et évaluaton des polques de l emplo, Caher Traval et Emplo. Aucouturer A.-L., 1994b, Panels et évaluaton des polques d emplo. Résultats, méthodes, queston, In : Demazère D., Verder E. (eds.), Évaluaton des ades publques à l nserton et à la rénserton, Journée d études du Céreq et du réseau des centres assocés, Céreq Document Sémnare, n 84, ma, p Aucouturer A.-L., Gélot D., 1994, Les dsposfs pour l emplo et les jeunes sortant de scolaré : une utlsaton massve, des trajectores dversfées, Économe et Statstque, n , p Balsan D., 1999, Contrbuton à l analyse économque et longudnale des mesures d ade à l nserton des jeunes, thèse de doctorat. Balsan D., Hanchane S., Werqun P., 1996, Moblé professonnelle nale : éducaton et expérence sur le marché du traval. Un modèle prob à effet aléatore, Économe et Statstque, n 299, p Baltag B.H., 1995, Econometrc Analyss of Panel Data, Wley. Beaumert F., 1992, L analyse des dsparés locales de : objet et enjeux, In : Arlaud M., Lamanthe A., Roman C., Les approches du local. Objets, méthodes et nérares de recherche, Céreq Document de traval, n 76, jun, p Becker G.S., 1964, Human Capal, The Unversy Chcago Press, thrd edon. Benhayoun G, Cayol C, Lazzer Y., 1995, Crères de terroralsaton des polques d emplo. Rapport de synthèse, Rapport pour le Mnstère du Traval. Bessy C., Eymard-Duvernet F., Gomel B., Smonn B., 1995, Les polques publques d emplo : le rôle des agents locaux, Caher du Centre d Études de l Emplo «Les polques publques d emplo et leurs acteurs. Des repères pour l évaluaton», PUF, p Bonnal L., Fougère D., Sérandon A., 1994, L mpact des dsposfs d emplo sur le devenr des jeunes chômeurs : une évaluaton économétrque sur données longudnales, Économe et Prévson, n 115, p Bussman W., Klot U., Knoepfel P. (éds.), 1998, Polques publques. Évaluaton, Economca, Collecton Polque comparée. Cayol C., Lazzer Y., Souham Gasquet C., 1996, Crères de terroralsaton des polques d emplo. Exploaton complémentare des enquêtes départementales, Rapport pour le Mnstère du traval. Chamberlan G.,1984, Panel Data, In : Grlches Z., Intrlgator M.D. (eds.), Handbook of Econometrcs, vol. II, Elsever Scence Publshers BV, chapre 22. Chevaller J., 1994, Scence admnstratve, PUF, Théms Scence polque. 65

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17 Padoleau J.-G., 1978, La mse en œuvre des polques publques, Analyses de la Sédés, n 3, p Pénard T., Sollogoub M., 1995, Les polques françases d emplo en faveur des jeunes. Une évaluaton économétrque, Revue économque, vol. 46, n 3, p Perret B., 1993, Réflexon sur les dfférents modèles d évaluaton, Revue françase d admnstraton publque, n 66, p Rouban L., 1993, Évaluaton et modernsaton admnstratve», In : Centre Unversare de Recherches Admnstratves et Polques de Pcarde, L évaluaton dans l admnstraton, PUF, p Ryan P., 2001, The school-to-work transon : a cross-natonal perspectve, Journal of Economc Lerature, vol. XXXIX, march, p Sfez L., 1992, Crque de la décson, Presses de la Fondaton Natonale de Scences Polques, Références. Smonn B., 2000, Dversé persstante des condues de recherche d emplo, 4 Pages CEE, n 39. Souham Gasquet C., 2001, Fondements théorques et enjeux emprques de l évaluaton des polques publques d emplo en France. Vers une dentfcaton des effets sur les trajectores professonnelles, Thèse de Doctorat, Marselle. Spence M., 1973, Job Market Sgnallng, Quaterly Journal of Economcs, vol. 87, n 3, p Taubman P., Wachter M.L., 1986, Segmented Labor Market, In : Ashenfelter O., Layard R. (eds.), Handbook of Labor Economc, Volume 2, North Holland. Verder E., 1995, Polque de formaton des jeunes et marché du traval. La France des années quatrevngt, Formaton Emplo, n 50, p Vernères M. (éd.), 1997, L nserton professonnelle, analyses et débats, Economca. 67

18 Annexe 1 Moyenne et écart-type des varables explcatves ndvduelles Les varables explcatves ndvduelles Ax-en-Provence Étang de Berre Marselle Aubagne PACA Moy. Écarttyptyptyptype Écart- Écart- Écart- Moy. Moy. Moy. SEXH (hommes) 0,441 0,48 0,49 0,475 SEXF (femmes) 0,558 0,52 0,51 0,525 AGE25 (pop de mons de 25 ans) 0,283 0,45 0,326 0,469 0,307 0,461 0,305 0,46 AGE35 (pop âgée entre 25 et 35 ans) 0,349 0,477 0,316 0,465 0,365 0,481 0,35 0,477 AGE45 (pop âgée entre 35 et 45 ans) 0,23 0,42 0,21 0,408 0,212 0,409 0,216 0,411 AGE55 (pop âgée entre 45 et 55 ans) 0,138 0,345 0,148 0,355 0,115 0,319 0,128 0,334 NATIOF (nd dont le père a la natonalé françase) 0,759 0,428 0,706 0,455 0,704 0,457 0,719 0,449 NATIOE (nd dont le père a la natonalé étrangère) 0,224 0,417 0,274 0,446 0,276 0,447 0,261 0,439 STOPET0 (nd ayant arrêté leurs études à 14 ans) 0,012 0,107 0,0195 0,138 0,025 0,155 0,02 0,14 STOPET1 (nd ayant arrêté leurs études à 18 ans) 0,431 0,495 0,534 0,5 0,489 0,5 0,484 0,5 STOPET2 (nd ayant poursuv leurs études après 18 ans) 0,52 0,5 0,41 0,492 0,464 0,499 0,467 0,499 DIPLOVI (nd ayant obtenu un dpl de nv VI) 0,135 0,342 0,141 0,348 0,143 0,35 0,14 0,347 DIPLOV (nd ayant obtenu un dpl de nv V) 0,217 0,412 0,312 0,463 0,292 0,455 0,277 0,447 DIPLOIV (nd ayant obtenu un dpl de nv IV) 0,156 0,363 0,153 0,36 0,132 0,338 0,143 0,35 DIPLOIII (nd ayant obtenu un dpl de nv III) 0,143 0,35 0,087 0,283 0,104 0,305 0,111 0,314 DIPLOII (nd ayant obtenu un dpl de nv II ou I) 0,159 0,365 0,044 0,2 0,08 0,272 0,093 0,29 SPEGEN (nd ayant une formaton générale) 0,163 0,369 0,037 0,188 0,093 0,29 0,099 0,299 SPEIND (nd ayant une formaton ndustrelle) 0,204 0,403 0,275 0,45 0,266 0,442 0,252 0,434 SPETERT (nd ayant une formaton tertare) 0,384 0,486 0,395 0,489 0,359 0,48 0,374 0,484 CONTPDUR (nd dont le derner contrat avant 1995 éta un CDI) 0,419 0,493 0,463 0,499 0,401 0,49 0,42 0,493 CONTPPRE (nd dont le derner contrat avant 1995 éta un CDD, 0,249 0,432 0,223 0,416 0,252 0,434 0,245 0,43 ntérm ou sasonner) CONTPAID (nd dont le derner contrat avant 1995 éta un contrat adé) 0,111 0,315 0,079 0,27 0,098 0,298 0,1 0,297 DUREPLP1 (nd dont le derner epl avant 1995 a duré de 3 mos à 0,244 0,43 0,223 0,416 0,242 0,428 0,238 0,426 mons d 1 an) DUREPLP2 (nd dont le derner epl avant 1995 a duré de 1 an à mons 0,391 0,488 0,415 0,493 0,356 0,479 0,378 0,485 de 3 ans) DUREPLP3 (nd dont le derner epl avant 1995 a duré de 3 ans à mons 0,095 0,292 0,077 0,267 0,071 0,258 0,08 0,27 de 10 ans) DUREPLP4 (nd dont le derner epl avant 1995 a duré 10 ans et plus) 0,049 0,216 0,057 0,231 0,07 0,255 0,062 0,241 FINPCDD (nd dont le derner epl avant 1995 s est termné pour cause 0,305 0,461 0,247 0,431 0,281 0,449 0,28 0,45 de fn de CDD) FINPLICE (nd dont le derner epl avant 1995 s est termné pour cause 0,188 0,39 0,216 0,411 0,191 0,393 0,195 0,397 de lcencement économque) FINPLIC (nd dont le derner epl avant 1995 s est termné pour cause de 0,115 0,319 0,134 0,341 0,098 0,297 0,11 0,314 lcencement autre que économque) FINPDEM (nd dont le derner epl avant 1995 s est termné pour cause 0,007 0,085 0,004 0,061 0,004 0,067 0,005 0,071 de démsson) FINPESS (nd dont le derner epl avant 1995 s est termné pour cause de 0,137 0,344 0,125 0,331 0,144 0,351 0,138 0,345 fn de pérode d essa) DURCHC (nd ayant connu un de 3 mos à mons d 1 an avant 0,157 0,363 0,146 0,354 0,147 0,354 0,149 0, ) DURCHL (nd ayant connu un de 1 an à mons de 3 ans avant 0,241 0,423 0,286 0,452 0,236 0,424 0,248 0, ) DURCHTL (nd ayant connu un de 3 ans et plus avant 1995) 0,049 0,215 0,0689 0,253 0,051 0,22 0,054 0,227 PEO (nd passé par une mesure de polque d emplo entre 1995 et 0,055 0,064 0,057 0, ) PEN (nd n étant pas passé par une mesure entre 1995 et 1998) 0,945 0,936 0,94 0,942 DEMP (durée en emplo entre 1995 et 1998, cumulée d une pérode à 4,766 6,653 4,601 6,643 4,167 6,555 4,422 6,606 l autre) D_EMP (durée en emplo entre 1995 et 1998, non cumulée d une 1,662 2,129 1,632 2,122 1,483 2,083 1,563 2,105 pérode à l autre) DCHO (durée au entre 1995 et 1998, cumulée d une pérode à 9,2186 7,046 9,722 7,203 9,665 7,349 9,559 7,239 l autre) D_CHO (durée au entre 1995 et 1998, non cumulée d une 2,547 2,218 2,656 2,213 2,719 2,212 2,659 2,215 pérode à l autre) SEMP (nbre de pérodes d epl entre 1995 et 1998, cumulées d une 0,69 0,803 0,687 0,823 0,602 0,792 0,644 0,803 pérode à l autre) S_EMP (nbre de pérodes d epl entre 1995 et 1998, non cumulées d une 0,188 0,402 0,182 0,399 0,17 0,388 0,178 0,394 pérode à l autre) SCHO (nbre de pérodes de entre 1995 et 1998, cumulées 1,199 0,649 1,234 0,671 1,214 0,715 1,215 0,688 d une pérode à l autre) S_CHO (nbre de pérodes de entre 1995 et 1998, noncumulées d une pérode à l autre) 0,24 0,436 0,248 0,445 0,235 0,44 0,239 0,44 68

19 Annexe 2 Spécfcaton et estmaton des modèles prob à effet aléatore corrélé et non corrélé S dans le cas des modèles lnéares l est possble de tester la nature, fxe ou aléatore, de l effet ndvduel, cela n est pas le cas pour les modèles où la varable est dépendante et qualatve. En partculer, lorsque la varable est bnare, le modèle Log s applque aux effets ndvduels fxes et le modèle Prob aux effets ndvduels aléatores. Dans la mesure où notre objectf est notamment d dentfer l effet de varables constantes dans le temps (durée des études, dplôme, sexe, localé ), nous préférons estmer des modèles Prob à effet aléatore. Plus précsément lorsque la varable dépendante du modèle est qualatve, l estmaton sur données de panel se complque. De la même façon que dans le cas lnéare, on dstngue deux traements des spécfcés ndvduelles : cet effet est fxe s on consdère qu l exste une constante α ) pour chaque ndvdu, l effet est aléatore s le terme d erreur ( ω ) se décompose en une parte ( aléatore propre aux ndvdus ( µ ) et en terme d erreur habuel ( ε ). Il faut noter que les paramètres des effets fxes devennent des paramètres ncdents lorsque la procédure standard du maxmum de vrasemblance est utlsée pour l estmaton d un modèle Log. Cec donne leu à des estmateurs non convergents. Le modèle Log peut alors être estmé par la méthode du maxmum de vrasemblance condonnel (Hsao, 1986 et 1992). Cette méthode d estmaton, spécfque au modèle Log, consste à condonner la vrasemblance à la somme de la varable dépendante sur l ensemble des nterrogatons qu constuent le panel. Les ndvdus pour lesquels la varable dépendante est égale à 1 à chaque date d nterrogaton, ou ceux pour lesquels elle est toujours égale à 0, sont élmnés de l estmaton car ls n apportent aucune nformaton sur les changements de suatons. Cette méthode a auss pour conséquence d nterdre l ntroducton de varable constante dans le temps pour un ndvdu. Le modèle Log n est pas applcable à l estmaton d un modèle à effet aléatore. En effet la dstrbuton logstque mpose que les corrélatons entre les résdus soent égales à 0,5. Or cec n est 2 2 pas le cas du modèle à effet aléatore dans la mesure où E( ω ω ) = ωε + σ (Maddala, 1987). s Cependant, l estmaton d un modèle Prob à effet aléatore mpose de fare l hypothèse que l effet ndvduel est ndépendant des varables explcatves. S cette hypothèse n est pas vérfée, ce qu est généralement le cas, les estmatons obtenues ne sont n convergentes n effcaces. Pour contourner cette hypothèse restrctve, nous estmons une verson plus réalste du modèle Prob en partant du prncpe que l effet ndvduel est corrélé avec certanes varables explcatves. Celles-c renvoent essentellement aux varables processuelles. Cette corrélaton est spécfée sous la forme d une projecton lnéare de l effet ndvduel sur ces dernères. Au fnal nous obtenons un modèle qu dentfe grossèrement la part de l hétérogénéé ndvduelle et celle de la dépendance d état. u Le modèle Prob bnomal à effet aléatore Dans le cas d un modèle à effet aléatore, la varable spécfque aux ndvdus ( u ) est consdérée comme aléatore. On observe * y, de même que précédemment selon la règle : 1 s y > 0 y = (1) * 0 s y 0 avec y * = x β + u + ε une varable latente non observée. On suppose que le terme aléatore ω = u + ε su une lo normale d espérance nulle. On a : 69

20 prob ( y = 1) = prob ( ε α x β u ) = prob ~ ε α~ x ~ ρ β 1 ρ 1 2 u~ (2) ) avec ε ε = σ ε ), α α = σ ε, ) β = β σ ε ) et u u = σ σ la varance totale du terme d erreur, est mesurée par ρ = σ + prob ( 1) Dans le cas général, avec prob u. La part de la varance due à l effet ndvduel dans 2 u 2 u 2 σ ε. On a donc : 1 2 y = = Φ ~ ~ ρ α + x β + u~ (3) 1 ρ d valant so 0 so 1 : 1 ~ 2 ρ α (4) ( y = ) = Φ ~ ( ) + + ~ 1 x β u 2d 1 1 ρ De plus, condonnellement à u ) ρ 2 ), le terme d erreur u + ε su une lo normale de 1 ρ moyenne et de varance unare. En condonnant par rapport à u ) (Heckman, 1981) on obtent : 1 prob T ~ ( u~ ) φ( u~ ) du ( = d ) = Φ ( α~ + X β )( 2d 1) y ~ t= 1 ( u ) 2 ρ Φ. ) est la foncton de réparton d une lo normale d espérance ) u 1 ρ unare. On suppose que u ) su une lo normale centrée et rédue. 1 (5) et de varance Pour les évaluatons des fonctons de réparton des los normales, l exste des approxmatons performantes. En revanche, l ntégraton par rapport à u ) nécesse l utlsaton de méthodes partculères. Afn d optmser ce calcul, Butler et Mofft (1982) proposent l utlsaton de la méthode de la quadrature Gaussenne, qu se base sur la formule d ntégraton Hermenne : G 2 ( z ) g ( z) dz = g ( ) exp w j z j (6) T j= 1 ~ ( u~ ) Ic g ( z) correspond à Φ ( ~ + X β )( 2d 1) 2 t= 1 ) z = u. α qu est une foncton de exp( z ) est une foncton proportonnelle à l expresson de la lo normale centrée rédue en u ). La formule d ntégraton s applque donc. Cette méthode consste donc à évaluer l ntégrale à partr de la somme pondérée de la foncton g évaluée en un nombre rédu de ponts. Butler et Mofft (1982) montrent une relatve stablé des résultats avec un nombre rédu de ponts d évaluatons (cnq au maxmum). 70