Les différenciations de salaires au cours de la carrière : deux études sur un panel long.

Les différenciations de salaires au cours de la carrière : deux études sur un panel long. Sébastien Roux INSEE-CREST COE, 13 mai 2008 Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 1 / 36

Introduction Introduction Comment évoluent les salaires au cours de la carrière? Comment mesure-t-on une carrière salariale? (Suite de salaires observés consécutivement, prise en compte de la participation au marché du travail). Quel rôle joue l emploi à l entrée (persistance des caractéristiques du premier emploi, du premier salaire). Comment les modifications des conditions d emploi jouent elles sur les salaires (passage au temps partiel, changements d entreprise, interruptions d activité, promotion à une catégorie sociale supérieure)? Une fois tenu compte des caractéristiques des emplois, comment les salaires se différencient-ils d un individu à l autre? Peut-on caractériser les trajectoires salariales par une composante fixe individuelle (reflétant l hétérogénéité inobservable fixe) et une composante transitoire (liée à la dynamique salariale)? Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 2 / 36

Etudes Introduction Les différences de carrière salariale à partir du premier emploi, S. Le Minez et S. Roux, Economie et Statistique, n 351, 2002. Approche descriptive des trajectoires salariales au cours de l évolution de la carrière. Dynamique des salaires dans une cohorte, T. Magnac et S. Roux, Economie et Prévision, N 187, 2009. Tentative de caractérisation des trajectoires salariales au moyen d un processus statistique le plus parcimonieux possible. Etudes permise par l utilisation du panel DADS. Définition des trajectoires d emploi en fonction du premier emploi durable observé. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 3 / 36

Le panel DADS Données DADS : Formalité administrative obligatoire pour tous les employeurs (sauf Etat), doivent fournir la liste nominative (NIR) de tous les individus ayant été employés au cours de l année : traitements, durée de paie, libellé d emploi. Panel DADS : échantillonnage au 25ème (salariés nés en octobre d une année paire) avec utilisation du NIR (sauf 1981, 1983 et 1990) et Siret (depuis 1976). Exploitation du panel entre 1976 et 1998. Environ 10 millions d observation pour 700,000 individus. Permet le suivi de la carrière sur très long terme (plus de 20 ans pour certaines personnes). Restriction aux emplois salariés du secteur privé (emplois aidés non identifiés à l exception de l apprentissage), car arrivée des autres FP dans le panel à partir de 1987. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 4 / 36

Définition des débutants Données Les DADS : une définition extensive du salariat (inclue les petits boulots par exemple) 1ère apparition dans les panels DADS (1967-1998), 1ère apparition avec un emploi d au moins 6 mois(année corresp.=cohorte) Individus ayant un premier emploi d au moins 6 mois (hors apprentis, stagiaires), présents dans le panel DADS l année suivant celle du 1er emploi, âgés de 16 à 35 ans 14 Cohortes : débutants de 1976 à 1992 Mode de sélection particulier en 1982, 1984, 1991 365 000 individus sélectionnés représentant 9,1 millions d individus (le taux d échantillonnage du panel DADS est égal à 1/25). Les tailles des cohortes étudiées varient de 17 000 en 1980 à 45 000 en 1991 Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 5 / 36

Les premiers emplois durables Premiers emplois 54% des débutants ont déjà exercé dans le champ des DADS Des premiers emplois de moins en moins souvent à temps complet, surtout pour les femmes Hausse du niveau de qualification des postes offerts Hausse de l âge moyen au premier emploi durable Le tertiaire, principal secteur d insertion Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 6 / 36

Les salaires des premiers emplois Premiers emplois Concept de salaire : salaire journalier ( taux de salaire) Le salaire moyen au premier emploi a peu augmenté d une cohorte à l autre, y.c pour les débutants à temps complet de 1985 à 1992 Sans contrôler des caractéristiques des premiers emplois, les salaires d embauche des femmes ont moins augmenté que ceux des hommes Taux d évolution annuel moyen des salaires médians au premier emploi (en francs de 1980) 1976-1992 1985-1992 Ensemble 0.4% 0.1% Temps complet 0.8% 0.4% Temps non complet 1.1% 0.7% Hommes 0.6% 0.4% Femmes 0.3% -0.2% Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 7 / 36

Premiers emplois Une durée des premiers emplois en baisse (durée médiane : 3,2 ans en 1976 2,5 ans en 1992) De nombreux débutants quittent le champ des DADS chaque année Des perspectives de salaire nettement moins favorables pour les débutants des cohortes récentes Analyse des trajectoires : effets de conjoncture, de génération, de sélection endogène Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 8 / 36

Premiers emplois Moyenne géométrique des salaires réels mensuels des salariés présents dans le champ des DADS 4400 4200 4000 82-87 3800 88-89 3600 91-92 3400 3200 76-80 3000 0 2 4 6 8 10 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 9 / 36

Les différentiations de trajectoire Méthode d estimation Principe d analyse : Analyse des séquences suivantes : (w 0, pres 1, w 1 ), (w 0, pres 2, w 2 ),..., (w 0, pres t, w t ) Régressions de type I w 0 = X 0 α + u 1 (1 pres t ) = w t = X 0 βt P + γt P Nbsiri + u 2 X 0 βt S + δt S Z t + u 3 où S = σ1 2 ρ 1t ρ 3t ρ 1t 1 ρ 2t ρ 3t ρ 2t σ3t 2 Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 10 / 36

Méthode d estimation Régressions de type II : Un deuxième type d équations qui prend en compte les changements intervenus dans la carrière. Z t inclue des variables indiquant si l emploi de l année t diffère de l emploi initial : Changement de condition d emploi (passages temps complet - temps non-complet) Changement de Catégorie Socio-Professionnelle (promotion, déclassement ou changement horizontal ) Changement de secteur d activité ou de région. Régressions de type I-Régressions de type II : Coefficients des variables X 0 caractérisant les premiers emplois dans l équation de salaire à la date t, différence entre les coefficients estimés. Part des différentiels de salaire imputable aux changements de situation d emploi entre l état initial et l emploi à la date t salaire, rg.i βt salaire, rg.ii βt Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 11 / 36

Résultats Différentiels Hommes-Femmes en cours de carrière 1 Au premier emploi, les écarts de salaire entre les hommes et les femmes se sont, toutes choses égales par ailleurs, réduits. Au contraire, le différentiel de salaire au cours de la carrière s est accru (rég. type I) 2 En tenant compte des changements de situation d emploi, le différentiel de salaire entre hommes-femmes en cours de carrière s est réduit pour les cohortes récentes (rég. type II) 3 Conclusion : relativement aux hommes, le déroulement de carrière semble plus défavorable pour les femmes aujourd hui que par le passé 4 En effet, comparativement aux hommes et au passé, les femmes restent aujourd hui plus souvent à temps partiel 5 En revanche, les interruptions de carrière sont plus pénalisantes pour les hommes que pour les femmes Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 12 / 36

Résultats Evolution du différentiel de salaire, en contrôlant de la situation initiale Surcroît de salaire des hommes par rapport au salaire des femmes (en %) (Régression de type I) 0.35 0.3 91-92 88-89 0.25 0.2 82-87 76-80 0.15 0.1 0.05 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 13 / 36

Résultats Evolution du différentiel hommes-femmes sur les salaires, en contrôlant de la situation initiale et des changements de situation professionnelle. Surcroît de salaire des hommes par rapport à celui des femmes (en%) (Régression de type II) 30% 25% 76-80 20% 82-87 15% 88-89 10% 91-92 5% 0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 14 / 36

Résultats Impact des changements de situation en cours de carrière sur le différentiel de salaire hommes-femmes Surcroît de salaire des hommes par rapport à celui des femmes (en%) (coeff. du sexe dans la régression type I-coeff. du sexe dans la régression type II) 16% 14% 12% 91-92 88-89 10% 82-87 8% 6% 4% 2% 76-80 0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 15 / 36

Résultats Surcroît de salaire des hommes, en% Régression type I Régression type II I - II Cohortes 1976-1980 Premier emploi (année 0) 10.3% 5 ans plus tard 18% 14.4% 3.6% Cohortes 1982-1987 Premier emploi (année 0) 9.7% 5 ans plus tard 18% 13.7% 7.3% Cohortes 1988-1992 Premier emploi (année 0) 8.7% 5 ans plus tard 20,7% 10.7% 10% Moyenne des cohortes Premier emploi (année 0) 9.5% 5 ans plus tard 19% 14% 5% Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 16 / 36

Résultats Effet des interruptions de carrière sur la rémunération future (régression type I) 0.0% 0 2 4 6 8 10 12-1.0% 91-92 -2.0% 76-80 -3.0% -4.0% 82-87 -5.0% 88-89 -6.0% Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 17 / 36

Résultats Différence de salaire hommes-femmes imputable aux changements de situation d'emploi induits par les interruptions de carrière (écart homme-femme de l'effet des interruptions de carrière : différence écart régression type I - écart régression type II) 1.6% 1.2% Les femmes perdent davantage de salaire que les hommes, la différence homme-femme est par conséquent 76-80 0.8% 0.4% 82-87 0.0% -0.4% -0.8% 1 2 3 4 5 6 7 8 9 88-89 Les hommes perdent davantage de salaire que les femmes, la différence homme-femme est par conséquent négative 91-92 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 18 / 36

Résultats Les temps partiels : des perspectives moins favorables Le différentiel de salaire entre les débutants à temps complet et les autres se réduit moins que par le passé, car, en cours de carrière, les débutants à temps partiel occupent moins souvent des postes à temps complet Au premier emploi : de 61% en moyenne pour les cohortes 1976-1980, il est de 53% en moyenne pour les cohortes 1988-1992. Au bout de 5 ans : 13% pour les débutants des cohortes 1988-1992 et 9, 5% pour les débutants des cohortes 1982-1987. Les débutants à temps partiel, lorsqu ils occupent plus tard un emploi à temps complet, ont des salaires très proches de ceux qui ont débuté à temps complet (régression de type II). En revanche, ceux qui ont débuté à temps complet et occupent ensuite un emploi à temps partiel au bout de 5 ans gagnent 10-12% au bout de 2 ans de carrière et 8% au bout de 3 ans de plus que les ceux qui restent à TP. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 19 / 36

Résultats Moindre rendement des changements d employeurs Les changements d employeurs en début de carrière sont rémunérateurs, mais un peu moins que par le passé Le fait d être passé par un plus grand nombre d employeurs a un effet positif sur la rémunération (régression type II) : au bout de 5 ans le fait d être passé par un employeur supplémentaire par année écoulée depuis le premier emploi a pour conséquence d avoir un salaire en moyenne supérieur de 9% (6% cohortes récentes). Régression type I - type II : effet positif pour l évolution des salaires en tout début de carrière (réduit pour les cohortes récentes), mais négative après 3 à 5 ans d expérience professionnelle. Au total (régression type I) : effet positif tout au long de la carrière mais qui va s atténuant. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 20 / 36

Résultats Effet du nombre d'employeurs moyen sur les salaires futurs transitant par un changement de situation par rapport à l'emploi initial (Coeff. de la régression de type I - coeff. de la régression de type II) 0.1 0.08 76-80 0.06 0.04 0.02 91-92 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11-0.02 82-87 -0.04-0.06 88-89 -0.08 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 21 / 36

Résultats Une accentuation de la hiérarchie salariale initiale selon les catégories socioprofessionnelles Au bout de 5 ans les débutants cadres gagnent en moyenne 40 à 50% de plus que des ouvriers qualifiés (régression type II). Cet écart, bien que plus important initialement pour les cohortes ayant débuté après 1980, se creuse moins vite que pour les cohortes plus anciennes. Pour les débutants ouvriers qualifiés des années 1982-1987, le différentiel de salaire avec les débutants cadres au bout de 5 ans de carrière diminue de 15% (c est à dire passe de 50% à 35%) sous l effet des changements de situation par rapport à l emploi initial. En revanche, ce différentiel ne diminue que de 6% pour les débutants des années 1988-1992. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 22 / 36

Résultats Effet de la catégorie sociale initiale sur les salaires (Référence : Ouvriers qualifiés) (Régression de type II : à situation initiale donnée et changements de situation d'emploi comparables) 90% 80% Cadres 91-92 Cadres 82-87 70% Cadres 88-89 60% 50% Cadres 76-80 40% 30% 20% Profession Intermédiaire 76-98 10% 0% 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 23 / 36

Résultats Les facteurs inobservés des premiers salaires persistent tout au long de la carrière Effet positif sur les salaires futurs et décroissant au cours du temps. Il se stabilise à un niveau élevé au bout de 5 à 6 ans de carrière (0,12). Décroissance en début de carrière : caractère transitoire d une partie des caractéristiques non observables du premier emploi initial. Ne persistent sur le long terme que les caractéristiques fixes inobservables, par définition. L effet des caractéristiques inobservables du premier salaire a un effet positif, persistant et croissant sur les salaires futurs, quand il s accompagne de changements de situation d emploi (régression I moins régression II), cet effet étant plus important pour les cohortes récentes. Les individus ayant un bon départ initial ont des perspectives de carrière plus favorables non seulement à travers le salaire qu ils peuvent espérer toucher par la suite mais aussi à travers des trajectoires d emploi plus favorables. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 24 / 36

Résultats Effet du résidu initial sur les salaires, en contrôlant des changements de situation d'emploi (régression de type II) 0.35 0.3 0.25 82-87 76-80 0.2 0.15 91-92 0.1 88-89 0.05 0 0 2 4 6 8 10 12 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 25 / 36

Résultats Effet du résidu initial sur les salaires futurs, à travers les changements de situation d'emploi (coeff. régression de type I - coeff. régression de type II) 0.08 0.06 88-89 0.04 91-92 0.02 0 0 2 4 6 8 10 12 76-80 -0.02-0.04 82-87 -0.06 Années écoulées depuis l'entrée sur le marché du travail Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 26 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Dynamique des salaires dans une cohorte Evolution des inégalités de revenus au cours du cycle de vie? (cf. Gottschalk et Moffitt, 1994) Aller au-delà d une simple représentation statique. Trajectoires très hétérogènes au cours du temps et entre cohortes. Objet et originalité de l étude : examiner particulièrement la dynamique salariale d une cohorte d individus entrés en même temps sur le marché du travail. Question : un processus ARMA stationnaire peut-il rendre compte de l hétérogénéité des trajectoires salariales observées? Enjeux : Stationnarité des trajectoires? Possibilité de décomposer la variance des salaires en une composante fixe et transitoire. Examen de la cohorte 1976, hommes employés à temps complet. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 27 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Méthode Modèles linéaires de panel à effets individuels avec dynamiques complexes w it = φ i + ɛ it où ɛ it suit un ARMA(1,2) (ɛ it = ρɛ it 1 + η it + θ 1 η it 1 + θ 2 η it 2 ). (consensus, cf. Abowd et Card, 1989, Baker,1997 et Alvarez, Browning et Ejrnaes, 2002). Etudes fondées sur le PSID. Variance conditionnelle à certaines variables explicatives : on travaille sur les résidus. Modélisation ARMA retenue, permet de décomposer la variance des salaires en une composante permanente, transitoire et liée aux conditions initiales. Distinction entre qualifiés et non-qualifiés Estimation par maximum de vraisemblance Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 28 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Choix des modèles Résultats des estimations Vraisemblances des modèles : Échantillon complet. ARMA(p, q) q=1 2 3 p=1 75513.74 75557.25 75571.69 (28) (30) (32) 2 75588.58 75592.68 75703.23 (31) (34) (37) 3 75780.77 75815.19 75817.29 (35) (38) (42) 4 76012.31 76032.90 76032.97 (40) (43) (47) Note : La première ligne contient les valeurs de la log-vraisemblance atteinte pour chaque modèle ARMA. La seconde ligne contient, entre parenthèses, les degrés de liberté du modèle. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 29 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Résultats des estimations Adéquation des prédictions ARMA(4,2) : Variances Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 30 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Résultats des estimations Adéquation ARMA(4,2) : Persistance des résidus Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 31 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Résultats des estimations Adéquation ARMA(4,2) : Auto-corrélation Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 32 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Décomposition de la variance Résultats des estimations A partir de la représentation stationnaire α(l).y it = σ η η i + σ t.ψ(l).ζ it En décomposant y it = y i + σ t.z it, on obtient : α(1).y i = σ η η i, α(l).z it = ψ(l).ζ it, et la décomposition de variance suivante : Vy it = σ2 η α(1) + σ2 t Vz it Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 33 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Décomposition de la variance Résultats des estimations Échantillon complet ARMA(p, q) q=1 2 3 p=1 0.604 0.613 0.626 (0.168) (0.176) (0.183) 2 0.630 0.616 0.626 (0.180) (0.173) (0.185) 3 0.626 0.630 0.630 (0.180) (0.182) (0.183) 4 0.599 0.612 0.612 (0.184) (0.191) (0.190) Note : Proportion de la variance due à l hétérogénéité constante i.e. σ 2 u/(σ 2 u + σ 2 ε). L écart type temporel σ t est supposé égal au niveau atteint en 1998. Entre parenthèses on reporte la variabilité totale (σ 2 u + σ 2 ε). Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 34 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Décomposition de la variance Résultats des estimations Non Qualifiés Résultats très similaires pour les processus : ARMA(4,2) avec une dynamique correspondant à un ARMA(3,2) ARMA(p, q) q=1 2 3 p=1 0.567 0.580 0.590 (0.160) (0.170) (0.175) 2 0.604 0.656 0.589 (0.178) (0.187) (0.174) 3 0.594 0.598 0.598 (0.176) (0.177) (0.177) 4 0.549 0.559 0.559 (0.178) (0.182) (0.182) Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 35 / 36

Dynamique des salaires dans une cohorte, Magnac-Roux Conclusion Conclusion Estimation de processus dynamique sur une cohorte homogène longue (76-98) : utilisation du panel DADS. Interprétation du processus de carrière comme une convergence vers un processus stationnaire dont les conditions sont relativement éloignées. La non-stationnarité du processus est rejetée. La composante permanente correspond à 60% de la variance stationnaire L ordre de la dynamique du processus est plus élevé que dans le reste de la littérature : hétérogénéité sous-jacente des processus de salaire? Conclusions similaires sur les non-qualifiés. Rejet systématique de l hypothèse d homogénéité des coefficients ARMA (autre hétérogénéité?) Perspective : Estimation sur d autres cohortes, évolution sur long terme de ce processus. Roux (CREST) Trajectoires salariales COE, 13 mai 2008 36 / 36