PARIS-JOURDAN SCIENCES ECONOMIQUES 48, BD JOURDAN E.N.S. 75014 PARIS TEL. : 33(0) 1 43 13 63 00 F AX : 33 (0) 1 43 13 63 10 www.pse.ens.

PARIS-JOURDAN SCIENCES ECONOMIQUES 48, BD JOURDAN E.N.S. 75014 PARIS TEL. : 33(0) 1 43 13 63 00 F AX : 33 (0) 1 43 13 63 10 www.pse.ens.fr WORKING PAPER N 2005-19 Nouvelles technologes et nouvelles formes d'organsaton du traval : quelles conséquences pour l'emplo des salarés âgés? Patrck Aubert Eve Carol Murel Roger Codes JEL : J23, L23, O33 Mots clés : changements technologques, changements organsatonnels, demande de traval CENTRE NATIONAL DE LA RECHERCHE SCIENTIFIQUE ÉCOLE DES HAUTES ÉTUDES EN SCIENCES SOCIALES ÉCOLE NATIONALE DES PONTS ET CHAUSSÉES ÉCOLE NORMALE SUPÉRIEURE

Nouvelles Technologes et Nouvelles Formes d'organsaton du Traval : Quelles conséquences pour l'emplo des salarés âgés? Patrck Aubert 1 Eve Carol 2 Murel Roger 3 Cet artcle s ntéresse aux relatons entre nouvelles technologes, changements organsatonnels et structure par âge de la man-d'œuvre dans un cadre classque de demande de traval statque. Sous l hypothèse d une foncton de coût translog, comme cela est habtuel dans ce genre de modèle, nous consdérons que les seuls facteurs varables sont, dans un premer temps, les effectfs des dfférents groupes d âge pus, dans un second temps, les effectfs des groupes d âge par qualfcaton. Les données utlsées pour estmer ce modèle sont ssues de l apparement de pluseurs sources : l'enquête Changements Organsatonnels et Informatsaton (COI); les Déclaratons Annuelles des Données Socales (DADS) et la base des Bénéfces Réels Normaux (BRN). Les résultats des estmatons montrent que les salarés âgés représentent une part plus fable de la masse salarale dans les entreprses nnovantes. Ce «bas à l'encontre de l âge» est vérfé également au sen des dfférentes catégores de qualfcatons : la qualfcaton ne sufft donc pas à protéger complètement contre les conséquences de l âge. Mots-clés : changements technologques, changements organsatonnels, demande de traval. Classfcaton JEL : J23, L23, O33 1 Département des Etudes Economques d Ensemble, Dvson «Marchés et Stratéges d Entreprses», Tmbre G 320-15 bd Gabrel Pér - BP 1000-92244 Malakoff Cedex 2 Unversté Pars 10, EconomX et PSE, 48 bd Jourdan, 75014 Pars - France - Tel : 01 43 13 63 25. Emal : eve.carol@ens.fr 3 INRA-LEA, 48 bd Jourdan, 75014 Pars - France - Tel : 01 43 13 63 71. Emal : murel.roger@ens.fr 1

1. Introducton Les dernères décennes ont été marquées, dans les pays de l'ocde, par des transformatons partculèrement mportantes des technologes et des formes d'organsaton du traval. Le développement des TIC (technologes de l'nformaton et de la communcaton) s'est accompagné de l'adopton de pratques de traval dtes "flexbles" ou "nnovantes" (Carol, 2001, Greenan, 2003). Une mportante lttérature s'est progressvement développée sur l'mpact de ces nnovatons tant technologques qu'organsatonnelles sur la demande de traval. L'effet des TIC et des nouvelles formes d'organsaton sur le volume de l'emplo reste toutefos dffcle à détermner. Concernant les nouvelles technologes, l'essentel des estmatons porte sur l'mpact sur l'emplo des nnovatons de produts ou de procédés. Les nnovatons de produts semblent avor un mpact postf sur la crossance de l'emplo (Van Reenen, 1997) alors que les nnovatons de procédés ont des effets plus contrastés (Blanchflower et Burgess, 1997). En revanche, l'ntroducton de pratques organsatonnelles flexbles est, elle, négatvement corrélée avec le volume de l'emplo. On ne peut toutefos pas en conclure que les changements organsatonnels ont nécessarement un effet négatf sur l'emplo. En effet, l s'agt là d'une concomtance qu peut s'explquer par le fat que les entreprses tendent à ntrodure des changements mportants dans leur organsaton du traval dans les moments où la conjoncture est basse, car le coût d'opportunté de l'ajustement est alors plus fable. Les résultats sont en revanche plus clars en ce qu concerne l'effet des nnovatons technologques et des nouvelles pratques de traval sur la demande de qualfcatons exprmée par les entreprses. Dans les deux cas, changements technques et organsatonnels apparassent basés au détrment du traval peu qualfé (vor Berman et al. (1994) et Chennells et Van Reenen (2002) pour l'effet des changements technques et Carol et Van Reenen (2001) et Bresnahan et al. (2002) pour les changements organsatonnels). Un trosème effet possble des changements technologques et organsatonnels a trat à leur mpact sur les caractérstques des salarés qu sont en emplo et, en partculer, sur la structure par âge. Changements technques et organsatonnels sont-ls basés au détrment des salarés âgés? Cette dmenson, à laquelle nous nous ntéressons c, est, de lon, celle qu a été le mons étudée dans la lttérature alors qu elle apparaît partculèrement mportante dans le contexte actuel de vellssement de la populaton 4 et de fable taux d actvté des senors 5. On a beaucoup nssté, dans la lttérature, sur le fat que les changements technologques et organsatonnels tendent à accroître le rythme d'obsolescence des compétences. L'dée sousjacente est que les nouveaux équpements et modes de communcaton ans que les nouvelles formes d'organsaton du traval requèrent une capacté d'adaptaton accrue de la part des salarés. Cela est dû, pour parte aux caractérstques propres des nouvelles technologes, mas également au fat que les nouveaux systèmes productfs sont fondés sur une plus grande réactvté aux changements qu ntervennent sur les marchés. Dans ces condtons, les salarés dovent être en mesure de s'adapter rapdement aux transformatons en cours dans leur envronnement ans qu'à l'utlsaton de matérels et de méthodes de traval parfos radcalement nouveaux. Or, une dée largement répandue est que les capactés d'adaptaton des ndvdus décrossent avec leur âge. Celle-c trouve son fondement dans des travaux de psychologe ans que dans le fat que les rendements de la formaton dmnuent avec l'âge. Heckman (2000) montre ans qu'l est souhatable que les poltques de formaton se concentrent sur les ndvdus les plus jeunes. En effet, l'apprentssage nflue sur les capactés cogntves qu facltent elles-mêmes l'acquston ultéreure de connassances. Dans ces 4 Selon les prévsons de la Commsson Européenne (2003), la proporton d'ndvdus âgés de 55 à 64 ans devrat croître en moyenne de 1,4% par an entre 2002 et 2010. 5 Dans les pays européens, le taux d actvté des plus de 55 ans ne dépasse pas 40%, alors qu'l attent 58% aux Etats-Uns et 62% au Japon. 2

condtons, l'effcacté de la formaton est très fortement décrossante avec l'âge, les ndvdus les plus jeunes étant les meux placés pour acquérr et valorser par la sute un stock mportant de capactés cogntves. Il semble ans que l'apttude à accumuler des compétences nouvelles dmnue avec l'âge. Les travalleurs âgés parassent donc mons ben placés que leurs collègues plus jeunes pour fare face à un envronnement de traval en mutatons rapdes. L'obsolescence "économque" due à la réducton de la valeur marchande des connassances précédemment accumulées se double ans d'une obsolescence "technque" due à la basse de la capacté d'apprentssage aux âges élevés. Toutefos, les salarés âgés sont typquement dotés d'une plus grande expérence. Or, une source fondamentale d'accumulaton de la compétence résde dans l'apprentssage par la pratque (learnng-by-dong). La maîtrse du méter s'acquert, aujourd'hu encore, très largement par l'expérence. Dès lors que cette maîtrse n'est pas entèrement codfable, et donc pas nstantanément transférable d'un ndvdu à l'autre, le problème de l'accumulaton de compétences au sen de l'entreprse contnue à être posé. Dans ces condtons, l n'est pas certan que la productvté des salarés âgés vare de la même façon d'une frme à l'autre lors de l'ntroducton d'une sére d'nnovatons technologques et/ou organsatonnelles. En partculer, les entreprses ntensves en man-d'œuvre qualfée peuvent être mons tentées de se séparer de leurs salarés les plus âgés. L'évdence emprque dans ce domane repose, pour une part mportante, sur l'évaluaton des dffcultés que les travalleurs âgés sont susceptbles de rencontrer dans l'usage des nouvelles technologes et en partculer l usage d ordnateurs. Les résultats ssus de cette lttérature ne mettent cependant pas en évdence de handcap majeur auquel seraent confrontés les travalleurs vellssants, vs-à-vs du changement technque (Borghans et Ter Weel 2002, Fredberg 2003, Wenberg 2002). Ces résultats dovent toutefos être consdérés avec prudence dans la mesure où, tout comme les estmatons de l'effet de l'âge sur la productvté, ls sont affectés par un bas de sélecton. En effet, la probablté d'utlser un ordnateur est mesurée sur le seul échantllon des salarés encore en emplo. Là encore, s les entreprses tendent à ne conserver que les salarés âgés les plus effcaces, le taux moyen d'utlsaton des ordnateurs sera surévalué. Corrélatvement, l'mpact potentellement négatf de l'âge sur la maîtrse des technologes nnovantes sera sous-estmé, les salarés les mons "capables" ayant déjà qutté l'entreprse. Les travaux récents, ntés par Aubert et al. (2004), et reprs par Schöne (2004) et Beckman (2004), abordent la queston dfféremment en s ntéressant aux relatons entre nouvelles technologes, changements organsatonnels et structure par âge de la man-d'œuvre dans un cadre classque de demande de traval statque. Sous l hypothèse d une foncton de coût translog, comme cela est habtuel dans ce genre de modèle, ces auteurs consdèrent que les seuls facteurs varables sont, en premère approxmaton, les effectfs des dfférents groupes. Les résultats obtenus montrent que les salarés âgés représentent une part plus fable de la masse salarale dans les entreprses nnovantes. Aubert et al. (2004) montrent, de plus, sur données françases, que ce «bas à l'encontre de l âge» est vérfé également au sen des dfférentes qualfcatons. Une des lmtes de cette étude est toutefos de ne pas contrôler des effets fxes d'entreprse pouvant détermner smultanément le recours aux changements technques ou organsatonnels et la part relatve des dfférentes classes d âge dans la man d œuvre. Cette lmte est levée c. La secton 2 est consacrée à la présentaton du modèle économétrque. Ce modèle est estmé sur données d entreprse françases. Les données utlsées sont présentées dans la secton 3. Les résultats des estmatons sont donnés dans la secton 4 et les conclusons dans la dernère secton. 3

2. Le Modèle Econométrque Pour étuder les relatons entre adopton de nouvelles technologes, changements organsatonnels et structure par âge de la man-d œuvre, nous nous plaçons dans un cadre classque de demande de traval statque. De façon standard, la foncton de coût de l entreprse est supposée translog (Duguet et Greenan 1997). Comme nous nous ntéressons aux effets de l nnovaton sur la structure par âge des effectfs, les seuls facteurs varables consdérés, en premère approxmaton, sont les effectfs des dfférents groupes d âge, ndexés par a. Le nombre total de classes d âge est égal à A. Le captal physque est supposé être un facteur de producton «quas-fxe». Il ne s ajuste que sur le long terme, et peut donc être consdéré comme un facteur exogène à l équlbre de court terme. Nous fasons de plus l hypothèse qu l exste un autre facteur de producton quas-fxe, INNOV, qu capture l utlsaton de nouvelles technologes et/ou la pratque d une organsaton du traval nnovante dans l entreprse. Sous ces hypothèses, les parts de ces dfférents groupes dans la masse salarale vérfent les relatons habtuelles suvantes : S a ln( W ) { 1... A} K ln( K) INNOV. INNOV VA ln( VA) Z. S a, = α Z + ε où désgne la part d une classe d âge a dans la masse salarale totale de l entreprse, K le stock de captal physque, VA la valeur ajoutée de l entreprse au cours de l année, W le salare horare de la classe d âge a. Z est un vecteur d ndcatrces de secteur et de talle d entreprses, et ε un terme d erreur stochastque Comme nous consdérons le système d équatons de parts salarales dans son ensemble, l nous faut placer des restrctons supplémentares sur les paramètres, afn de prendre en compte le fat que les parts somment à un. L hypothèse de symétre mplque que : γ =. Celle d homogénété se tradut par : A a= 1 a, γ, a α = 1 et γ = 0 u U = u 1,..., A; VA; K; INNOV Z. a A a= 1 { } a, u = ; (1) De plus, l'une des équatons est redondante, et nous pouvons de ce fat exclure l'une des classes d âge du système de demande de traval. Notre modèle économétrque s écrt alors : S = α a + VA γ { 2... A} ln( VA) ln( W / W ) Z 1. Z + ε K ln( K) a { 2... A} INNOV INNOV La classe d âge 1 est prse comme catégore de référence pour mesurer les salares relatfs ln( W / W1 ), et n apparaît plus dans le système d équatons. Un premer problème avec le système d équatons (2) est que les termes d erreurs peuvent être corrélés entre deux classes d âge a et a au sen d une même entreprse. Il faut ε = ε 2,...,ε. donc prendre en compte la forme de la matrce de varance-covarance de { } (2) ε, A, Afn d obtenr un estmateur non-basé des écarts-types des dfférents coeffcents, le système d équaton est estmé par les mondres carrés jonts généralsés. En pratque, le système est 4

estmé une premère fos par la méthode des mondres carrés ordnares, afn d obtenr des estmateurs convergents des résdus ε. Les résdus de l estmaton de premère étape sont ensute utlsés pour calculer un estmateur de la matrce de varance-covarance utlsée, dans une seconde étape, pour construre l estmateur des mondres carrés généralsés. Un second problème se pose s l exste une hétérogénété nobservée entre entreprses. Les corrélatons entre les parts dans la masse salarale des dfférents groupes d âge et l utlsaton de nouvelles technologes et/ou la pratque d une organsaton du traval nnovante dans l entreprse peuvent alors être explquées par des varables nobservables agssant conjontement sur les parts et le recours aux nouvelles technologes ou à des formes nnovantes d organsaton du traval. Une réponse habtuelle à ce problème consste à estmer le modèle en dfférences. Le modèle économétrque s écrt alors : S = γ { 2... A} VA ln( W ln( VA) / W ) 1 + ε K a ln( K) { 2... A} INNOV INNOV avec la varaton des parts salarales des dfférentes classes d âge, ln(k) la varaton S a, du log du stock de captal physque, ln(va) la varaton du log de la valeur ajoutée de l entreprse, ln( W / W1 ) les varatons des salares relatfs et ε la varaton du terme d erreur stochastque. Les varatons sont prses en dfférences longues sur 1995-1998. Afn d obtenr un estmateur non-basé des écarts-types des dfférents coeffcents, le système d équaton est estmé, comme dans le cas du modèle statque (2), par les mondres carrés jonts généralsés. (3) 3. Les données Les données utlsées sont ssues de l apparement de pluseurs sources : l enquête Changements Organsatonnels et Informatsaton (COI), les fchers admnstratfs des Déclaratons Annuelles des Données Socales (DADS) et la base des Bénéfces Réels Normaux (BRN). Les nformatons sur le recours par les entreprses aux nouvelles technologes ou aux nouvelles formes d organsaton du traval sont ssues de l enquête COI menée par le SESSI fn 1997 auprès de 4 283 entreprses de plus de 20 salarés du secteur manufacturer 6. Cette enquête fournt de nombreuses nformatons sur l nformatsaton des entreprses en 1997 mas auss sur son évoluton entre 1994 et 1997. Elle content de plus des varables permettant de connaître, sur la même pérode, le recours ou non des entreprses à des pratques nnovantes d organsaton du traval. L enquête COI ne contenant en revanche aucune nformaton n sur la structure par âge de la man-d œuvre n sur les salares, nous l avons apparée aux fchers admnstratfs des Déclaratons Annuelles des Données Socales (DADS) afn de dsposer de la part dans la masse salarale des dfférents groupes d âges. Les DADS sont des fchers admnstratfs exhaustfs sur l ensemble des entreprses et dsponbles sur une base annuelle depus 1994. Ils contennent des nformatons sur la talle des entreprses et sur le secteur dans lequel elles exercent leur actvté. De plus, pour chaque employé, ls fournssent des nformatons sur le nombre d heures et de jours travallés au cours de l année, sur les salares ans que sur l âge et la qualfcaton. Pour fnr, les nformatons sur la structure fnancère des entreprses sont ssues de la base des Bénéfces 6 Des enquêtes complémentares ont été effectuées sur le secteur des IAA et certans sous-secteurs du commerce et des servces mas le nombre d entreprses enquêtées dans chacun des cas est beaucoup plus fable que dans le secteur manufacturer (resp. 970, 648 et 1482). De plus, les questons posées étant dfférentes, nous nous lmterons c à l étude du secteur manufacturer. 5

Réels Normaux (BRN), consttuée des blans des entreprses collectés par l admnstraton fscale 7. Elle content envron 600 000 entreprses du secteur prvé non fnancer non agrcole par an et couvre envron 80% du total des ventes de l économe. Elle content en partculer des nformatons sur la valeur ajoutée et le captal physque. Après apparement de ces tros sources de données et suppresson des quelques frmes dont les évolutons de la masse salarale semblent fortement ncohérentes d une année sur l autre 8, l échantllon d étude est composé de 3 816 observatons en 1998, dont 3 685 pérennes sur la pérode 1995-1998. Les classes d âge consdérées dans l étude sont les 20-29 ans, 30-39 ans, 40-49 ans et les 50-59 ans. Les travalleurs âgés de 60 ans et plus sont exclus, l âge légal de la retrate dans le secteur prvé étant, à l'époque, de 60 ans. A partr de ces données, nous avons défn 5 ndcateurs de changement technque ou organsatonnel : l utlsaton d ordnateurs connectés en réseaux dans les servces de geston (ORDI_GESTION) ou de producton (ORDI_PROD), l utlsaton d nternet (INET), la mse en place de normes de qualté (QUALITE) ou le recours au juste-à-temps (JAT). Ces cnq ndcateurs ont été choss car nous dsposons d nformatons non seulement sur le recours à ces pratques en 1997 mas auss sur leurs évolutons au sen des entreprses entre 1994 et 1997. Le degré d nformatsaton de l entreprse est donné par les deux premers ndcateurs, ORDI_GESTION et ORDI_PROD. Parm les dfférentes nformatons dsponbles dans l enquête COI, nous avons prvlégé cette queston car, comme soulgné par Gollac, Greenan et Hamon-Cholet (2000), une des formes de changement de matérel les plus fréquentes sur la pérode est l adopton de réseaux de mcro-ordnateurs. Les varables ORDI_GESTION et ORDI_PROD sont des varables dchotomques prenant la valeur 1 en 1997 s l entreprse dspose de mcro-ordnateurs connectés en réseau dans les servces de geston ou de producton 9. La varable ORDI_PROD est égale à 1 pour 48% des entreprses de notre échantllon, la varable ORDI_GESTION pour 66%. Ces dspostfs concernent donc un nombre mportant d entreprses. Les mêmes questons étant posées de façon rétrospectve pour l année 1994, l est possble de construre un ndcateur d évoluton de ces pratques. Les varables correspondantes seront appelées D_GESTION et D_PROD. Elles prennent la valeur 1 respectvement pour 35% et 26% des entreprses et la valeur zéro snon. En effet, l abandon entre 1994 et 1997 des réseaux de mcro-ordnateurs au sen des entreprses est margnal 10. Il faut noter c que la modalté zéro peut correspondre smultanément à une absence de réseau de mcro-ordnateurs en 1994 et 1997 ou à l exstence d un tel réseau aux deux dates. Ces deux stuatons ne seront pas dfférencées lors des estmatons. Dans la lgnée des travaux de Bscourp et al. (2002), nous avons défn un second ndcateur d ntensté technologque à partr des données de l enquête COI. INET prend la valeur 1 s l entreprse utlse Internet sot pour avor accès à une messagere électronque, sot pour 7 La déclaraton sous le régme du Bénéfce Réel Normal est oblgatore pour les entreprses dont le chffre d affare est supéreur à 730000 euros, les entreprses plus pettes pouvant opter pour un autre régme. 8 Cec peut être dû, par exemple, au rachat d une entreprse par une autre. Le taux de crossance des effectfs peut alors devenr très élevé. Pour évter cel nous avons élmné les frmes pour lesquelles l évoluton de la masse salarale entre t-1 et t est supéreure (ou nféreure) à la valeur moyenne plus (ou mons) cnq fos l écart-type. Cela rédut la talle de l échantllon de mons de 2.5%. 9 Queston 16 : " Les servces de geston et de producton de votre entreprse sont/état-ls équpés avec les outls nformatques suvants? Mcro-ordnateurs connectés en réseau En 1997? En 1994?" 10 L abandon avant 1997 d un réseau exstant en 1994 devrat condure à la modalté -1. Ce cas étant quas nexstant dans nos données, nous n avons retenu que les modaltés 1 et 0. 6

dffuser ou rechercher des nformatons 11 ; 0 snon. Compte tenu de la jeunesse de cette technologe nous ferons l hypothèse qu à peu près toutes les entreprses utlsatrces d Internet en 1997 l ont adoptée entre 1994 et 1997, la varable INET donnant alors smultanément l nformaton en nveau et en dfférences. En 1997, 40% des entreprses de l échantllon déclarent utlser nternet. L enquête COI content, en plus de ces rensegnements sur les nouvelles technologes, de nombreuses nformatons sur l organsaton du traval. Parm ces nformatons, nous avons prvlégé deux ndcateurs : la mse en place de norme de qualté (QUALITE) ou le recours au juste à temps (JAT) 12. Ces pratques concernent respectvement 64% et 42% des entreprses de l échantllon. A la dfférence de ce qu état fat pour les varables ORDI_GESTION et ORDI_PROD, l n est pas possble de construre un ndcateur smple en dfférences pour la mse en place de normes de qualté ou le recours au juste à temps. En effet, la queston rétrospectve du recours à ces dspostfs en 1994 n est pas posée. En revanche, l état demandé aux entreprses, en 1997, l évoluton de la part des salarés concernés par ces dspostfs depus 1994. Nous défnrons donc les évolutons D_QUALITE et D_JAT des varables de changements organsatonnels comme prenant la valeur 1 s la part des effectfs salarés concernés par ces pratques a augmenté entre 1994 et 1997, 0 snon. La mse en place du juste à temps est mons mportante sur la pérode étudée (20% des entreprses) que l ntroducton de normes de qualté (40% des entreprses). Une remarque analogue à celle fate précédemment pour les varables d nformatsaton de l entreprse dot être fate c. La modalté zéro peut correspondre smultanément à une absence de recours aux normes de qualté ou au juste à temps en 1994 et 1997 ou à un recours dentque à ces pratques aux deux dates. Les travaux de Janod (2002) ou Greenan (2003) ont ms en évdence les lens mportants non seulement entre nnovatons technologques et changements organsatonnels, mas auss entres les dfférentes pratques au sen de chacun de ces groupes. Ce constat a amené ces auteurs à utlser des mesures agrégées des pratques pour estmer l mpact des nnovatons technologques ou des dspostfs organsatonnels nnovants sur la structure de la mand œuvre. Afn de pouvor dfférencer les effets des dfférents dspostfs sur l âge mas auss de pouvor construre des varables smples pour les estmatons en dfférences, nous avons prvlégé l utlsaton d ndcateurs dchotomques. Toutefos, le len entre les dfférentes pratques pouvant être très fort, nous avons étudé les corrélatons entre nos ndcateurs de pratques nnovantes avant de les ntrodure smultanément dans les estmatons. Les corrélatons sont données dans les tableaux 1 et 2. Elles sont toujours postves et sgnfcatves mas sont nféreures à ce que l on pouvat antcper. Elles sont comprses entre 0.08 et 0.55. Les corrélatons entre utlsaton de nouvelles technologes ou de pratques nnovantes d organsaton du traval et parts relatves des dfférentes classes d âge dans la masse salarale varent selon les groupes d âge et selon les pratques (vor Tableaux 4 et 5). L exstence ou la mse en place de réseaux de mcro-ordnateurs ou de pratques de juste à temps sont corrélées postvement et sgnfcatvement à la présence de jeunes travalleurs dans les entreprses ou à l augmentaton de leur part relatve. Les résultats sont nversés pour les plus âgés. Les résultats sont mons clars pour les autres dspostfs. La secton suvante examne ces 11 Queston 20 : " En 1997, votre entreprse utlse-t-elle Internet pour accéder à une messagere électronque? ; pour dffuser des nformatons (page WEB par exemple)? ; pour rechercher des nformatons? " 12 D autres varables comme l organsaton en centre de proft ou la formalsaton de contrat de type clents/fournsseurs en nterne ont auss été ntrodutes dans les modèles. Ces varables n étant jamas sgnfcatves, nous avons décdé de ne pas les retenr. 7

corrélatons, une fos contrôlé pour les caractérstques observables des entreprses ans que de possbles effets fxes. 4. Les résultats 4.1.1 L mpact sur l âge Dans un premer temps, nous estmons le système d équatons exprmant la part dans la masse salarale de chacune des classes d âge. La classe d âge des 20-29 ans, prse comme référence, est exclue de l estmaton. Les coeffcents correspondants à ces salarés sont calculés en utlsant la condton d homogénété, qu résulte du fat que la somme des parts salarales est égale à un. Les varables explcatves supplémentares sont les salares relatfs, la valeur ajoutée et le captal (en logarthme), ans que des ndcatrces de secteur (cnq ndcatrces) et de talle d entreprse (quatre ndcatrces). Nous estmons ensute, en utlsant une méthode analogue, le système d équaton exprmant l évoluton en dfférences longues sur 1995-1998 des parts dans la masse salarale de chacune des classes d âge. Comme précédemment, la classe d âge des 20-29 est prse en référence et le coeffcent correspondants à l évoluton pour ces salarés est calculé en utlsant la condton d homogénété. Afn de tenr compte de l évoluton naturelle des parts dans la masse salarale due au vellssement de la man d œuvre, des varables de contrôle supplémentares ont été ntrodutes dans la régresson. Elles sont défnes comme la part des travalleurs dans une classe d âge donnée en 1995 qu dot changer de catégore entre 1995 et 1998 sous le seul effet du vellssement. Les résultats des estmatons en nveau et en dfférences sont présentés dans le Tableau 5. La part des salarés de 20-29 ans est sgnfcatvement plus élevée, et celle des plus de 40 ans sgnfcatvement plus fable, dans les entreprses qu utlsent des mcro-ordnateurs en réseau. L mpact sur les travalleurs âgés est plus tardf lorsque le réseau concerne les actvtés de producton. L utlsaton d Internet a un effet smlare, auss ben en terme d ampleur des effets que de sgnfcatvté. Les entreprses utlsant Internet ont en effet une part plus élevée de 30-39 ans et une part plus fable de 50-59 ans dans leur masse salarale. Enfn, le recours au juste-à-temps est également assocé à une part dans la masse salarale plus forte pour les salarés jeunes et plus fable pour les salarés âgés. Les coeffcents estmés sont sgnfcatvement postfs pour les mons de 40 ans et sgnfcatvement négatfs pour les plus de 50 ans. Les estmatons ne mettent pas en évdence d mpact sgnfcatf de la mse en place de normes de qualté au sen de l entreprse. Les résultats en dfférences confortent ceux obtenus en nveau, à savor un len plutôt postf entre nnovatons technologques et organsatonnelles et proporton de travalleurs jeunes dans les entreprses et un len plutôt négatf pour les plus âgés. Les coeffcents sont de même sgne pour le recours aux réseaux dans les servces de geston, mas les nveaux de sgnfcatvté varent entre les estmatons en nveau et en dfférences. Pour les secondes, le coeffcent est sgnfcatf unquement pour les plus de 50 ans. La même remarque s applque à l utlsaton d nternet, avec un coeffcent sgnfcatvement dfférent de zéro pour les plus jeunes unquement. Pour le juste à temps, les effets ms en évdence en nveau sont robustes pour les 20-29 et les 40-49 ans. Le coeffcent relatf à la mse en place de réseaux dans les servces de productons devent quand à lu non sgnfcatf. Une fos contrôlé des effets fxes entreprse, on constate donc que l mpact dfférencé des nnovatons est conservé, même s les nnovatons technologques et organsatonnelles apparassent être mons dscrmnantes. La basse de sgnfcatvté peut s explquer par le contrôle de l hétérogénété nobservée des entreprses lors de l estmaton du modèle en 8

dfférences. Il faut toutefos soulgner c que s les effets observés sont mons sgnfcatfs, cela peut auss être en parte dû à la nature des varables en dfférences, qu, comme soulgné dans la parte précédente, tratent de façon analogue des entreprses ayant recours aux procédés nnovants sur toutes la pérode et d autres ne les ayant jamas ms en place. De plus, pour les varables de changements organsatonnels, seule la varaton des effectfs salarés concernés par ces pratques entre 1994 et 1997 est connue et non leur exstence en 1994. Les résultats obtenus semblent donc accrédter l dée que l nnovaton est basée en défaveur des salarés âgés. Les salarés de plus de 50 ans représentent une part plus fable de la masse salarale dans les entreprses utlsant les nouvelles technologes et des dspostfs organsatonnels nnovants. Le contrare prévaut pour les salarés de mons de 40 ans. 4.1.2 L mpact sur l âge reste observé au sen des catégores de qualfcaton L mpact de l nnovaton sur la structure par âge des effectfs est-l le même parm toutes les catégores de qualfcaton? L exstence d un bas de l nnovaton en défaveur des mons qualfés est en effet un résultat robuste dans la lttérature économque. Dès lors, l est légtme de se demander s la qualfcaton protège de l mpact négatf de l nnovaton sur l'âge, ou s cet mpact est au contrare ndépendant du nveau de qualfcaton. Afn de répondre à cette queston, les équatons des parts salarales et leurs évolutons ont été estmées en consdérant des catégores de salarés défnes à la fos par l âge et la catégore socoprofessonnelle (tableaux 6 & 7). A partr de ces régressons, nous calculons l effet moyen de l nnovaton sur chacune des catégores de qualfcaton (cadres et professons ntermédares, employés, ouvrers), ans que l effet dfférentel de l âge au sen de chaque catégore. La même décomposton est applquée au modèle en dfférences. Dans les deux cas, l effet total sur une catégore d âge et qualfcaton donnés est la somme de l mpact moyen sur la qualfcaton et de l mpact dfférentel sur l âge au sen de la qualfcaton. En ce qu concerne l nformatsaton, les résultats dépendent de l ndcateur retenu. Les résultats obtenus pour le recours à nternet ou l nformatsaton des servces de geston sont cohérents avec la lttérature économque. La part de cadres et professons ntermédares est plus forte dans les entreprses très nformatsées, tands que la part d ouvrers y est plus fable. On observe toutefos un mpact dfférentel au sen des dfférentes catégores de travalleurs. Dans la majorté des cas, la part des 50-59 ans est sgnfcatvement plus fable que celles des autres groupes d âges dans les entreprses nnovantes. Deux résultats étonnants apparassent en ce qu concerne les groupes des jeunes cadres (les 20-29 ans) et des ouvrers les plus âgés (50-59 ans). L effet dfférentel d nternet sur les premers est sgnfcatvement négatf alors que l effet dfférentel sur les seconds est postf et sgnfcatf. Pour les jeunes cadres, cela pourrat être dû à un effet de composton : cette catégore compte à la fos les cadres et professons ntermédares. Or, les cadres pourraent être peu nombreux parm les mons de 30 ans, du fat d une entrée plus tardve dans la ve actve. L effet négatf de l nformatsaton sur les 20-29 ans très qualfés relatvement aux autres très qualfés pourrat donc concerner les professons ntermédares et techncens, plutôt que les cadres proprement dt. Pour les plus âgés, les ouvrers senors sont certes mons nombreux dans les établssements qu utlsent nternet, mas l écart avec les établssements qu ne l utlsent pas est plus fable que pour les ouvrers plus jeunes. Cela ndquerat que, en même temps qu elles favorsent l embauche de salarés jeunes meux formés aux nouvelles technologes, les entreprses qu utlsent nternet souhatent garder un «noyau» de salarés plus ancens, porteurs de savor-fare spécfques à l entreprse. Dans les deux cas l effet du nveau de qualfcaton reste prédomnant. L effet total est donc ben postf pour les cadres et professons ntermédares jeunes et négatf pour les ouvrers âgés. 9

Les résultats obtenus sur les qualfcatons pour l ndcateur d nformatsaton des servces de producton sont à l nverse de ceux obtenus pour les autres ndcateurs d nnovaton technologque. En effet, pour cet ndcateur, la part des ouvrers dans la masse salarale est sgnfcatvement plus élevée que celle des autres catégores de travalleurs. Cec peut s explquer par le fat que cet ndcateur est très lé aux structures de producton des entreprses. Les effets dfférentels par âge sont mportants et vont dans le sens attendu. L utlsaton de réseaux d ordnateurs dans les servces de producton joue postvement sur les parts salarales des plus jeunes et négatvement sur celles des plus âgés. Pour les senors, la lmte d âge vare d une qualfcaton à l autre. Parm les cadres, seuls les plus de 40-49 ans semblent affectés négatvement alors que pour les ouvrers, cette corrélaton négatve s observe pour les plus de 50 ans. Les mpacts dfférentels ne sont jamas sgnfcatfs pour les employés. Le len entre changements organsatonnels et part des dfférentes catégores dans la masse salarale dépend du dspostf consdéré. Alors que le len entre âge et normes de qualtés n état jamas sgnfcatf, l devent négatf et sgnfcatf pour les cadres âgés de plus de 50 ans lorsque l on ntrodut les qualfcatons dans les estmatons. L effet dfférentel pour les ouvrers de plus de 50 ans est quand à lu postf et sgnfcatf, mas compte tenu des écartstype des effets moyen et dfférentel pour cette catégore, l semble dffcle de consdérer que l effet total est strctement postf 13. Pour fnr, s l effet du recours au juste à temps semble plutôt négatf pour les cadres et postfs pour les ouvrers, l effet total en défaveur des salarés âgés s observe quelle que sot la catégore de travalleurs. Les sgnes obtenus pour les coeffcents du modèle en dfférences sont cohérents avec ceux obtenus pour les estmatons en nveau. Lorsqu ls sont sgnfcatfs, les résultats obtenus confortent l dée d un bas en défaveur de l âge. Comme pour les estmatons du modèle par âge, deux éléments peuvent explquer la fable sgnfcatvté des coeffcents : d une part, la prse en compte de l hétérogénété nobservée des entreprses lors de l estmaton du modèle en dfférences ; d autre part, la nature des ndcateurs en dfférences retenus pour les nouvelles technologes et les dspostfs organsatonnels nnovants. 5 Concluson Cette étude conforte les résultats Aubert et al. (2004), Schöne (2004) et Beckman (2004). En premer leu, l nnovaton semble «basée» en défaveur des salarés les plus âgés. Dans les entreprses utlsant les nouvelles technologes ou des dspostfs d organsaton du traval nnovants, les plus de 50 ans représentent une part sgnfcatvement plus fable de la masse salarale, alors que les mons de 40 ans représentent une part plus élevée. Les effets relatfs dépendent des dspostfs ms en place. Ces résultats sont confrmés lorsque l on contrôle de l hétérogénété nobservée des entreprses. En second leu, ce caractère basé de l nnovaton en défaveur de l âge s observe au sen de toutes les catégores de qualfcatons. La qualfcaton ne «protègerat» donc pas de l mpact de l nnovaton sur l emplo des salarés âgés. Les effets sont mons souvent sgnfcatfs lorsque l on travalle sur les évolutons des parts relatves des dfférentes catégores de travalleurs en foncton de l évoluton des nnovatons technologques ou des dspostfs organsatonnels que lorsque l on travalle en nveau. Les tendances restent toutefos conservées. 13 Les coeffcents sont respectvement égaux à -0.237 et 0.253 avec des écart-types de l ordre de 0.2. 10

Une queston mportante soulevée par ces résultats est la nature transtore ou permanente du bas technologque jouant en défaveur des salarés âgés. En effet, les mplcatons en terme de poltque économque dffèrent s les nnovatons technques et organsatonnelles jouent de façon permanente en défaveur des plus âgés ou s elles ont un mpact transtore et ne durent que le temps qu ls s habtuent à leur nouvel envronnement de traval. Dans le second cas, on devrat évoluer, dans les années à venr, vers une stuaton plus favorable aux salarés âgés. Dans le premer cas, l semble mportant de favorser la formaton tout au long de la ve afn de permettre aux salarés de fare face aux évolutons de leur envronnement de traval. La réflexon sur la nature transtore ou permanente du bas technologque mérte donc d être approfonde. 11

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Tableau 1 : Corrélatons entre les dfférentes pratques nnovantes (en nveau) ORDI_ GESTION ORDI_ PROD INET QUALITE JAT ORDI_GESTION 1,00 0,55 0,23 0,18 0,13 ORDI_PROD 0,55 1,00 0,24 0,24 0,18 INET 0,23 0,24 1,00 0,25 0,15 QUALITE 0,18 0,24 0,25 1,00 0,27 JAT 0,13 0,18 0,15 0,27 1,00 Tableau 2 : Corrélatons entre les dfférentes pratques nnovantes (en dfférences) D_GESTION D_PROD D_INET D_QUALITE D_JAT D_GESTION 1,00 0,55 0,16 0,12 0,08 D_PROD 0,55 1,00 0,17 0,17 0,13 D_INET 0,16 0,17 1,00 0,26 0,18 D_QUALITE 0,12 0,17 0,26 1,00 0,41 D_JAT 0,08 0,13 0,18 0,41 1,00 14

Tableau 3 : Coeffcents de corrélaton entre les ndcateurs d nnovaton et les parts dans la masse salarale ORDI_GESTION ORDI_PROD INET QUALITE JAT 20 à 29 ans 0,039** 0,044** -0,032** -0,017 0,073** 30 à 39 ans 0,023 0,004 0,016-0,004 0,026* 40 à 49 ans -0,014 0,006 0,022 0,031* 0,004 50 à 59 ans -0,040** -0,045** -0,009-0,009-0,087** Remarque : les correlatons sgnfcatves à 5% (resp. à 10%) sont ndquée par ** (resp. par *) Tableau 4 : Coeffcents de corrélaton entre les varatons des ndcateurs d nnovaton et les varaton des parts dans la masse salarale D_GESTION D_PROD D_INET D_QUALITE D_JAT 20 à 29 ans 0,036** 0,024 0,039** 0,035** 0,041** 30 à 39 ans 0,030* -0,001-0,009-0,001 0,010 40 à 49 ans -0,043** -0,017-0,028* -0,013-0,029* 50 à 59 ans -0,011-0,001 0,009-0,014-0,011 Remarque : les corrélatons sgnfcatves à 5% (resp. à 10%) sont ndquée par ** (resp. par *) 15

Tableau 5 : Parts des classes d'âge dans la masse salarale MCGJ (coeffcents multplés par 100) Modèle en nveau Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, servces de geston (ORDI_GESTION) 0,759** 0,673-0,870** -0,562 (0,368) (0,441) (0,411) (0,455) Ordnateurs en réseaux, servces e producton (ORDI_PROD) 0,934** 0,008 0,092-1,036** (0,355) (0,425) (0,396) (0,439) Internet (INET) 0,292 1,108** -0,492-0,909** (0,336) (0,403) (0,376) (0,416) Normes de qualté (QUALITE) -0,085 0,252 0,191-0,358 (0,352) (0,422) (0,393) (0,435) Juste à temps (JAT) 1,486** 0,889** -0,592* -1,784** (0,309) (0,370) (0,345) (0,382) Captal physque -0,887** -0,284 0,368** 0,802** (0,166) (0,199) (0,185) (0,205) Valeur ajoutée -0,241 0,054-0,299 0,485 (0,258) (0,309) (0,288) (0,319) Modèle en dfférences Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, servces de geston (D_GESTION) 0,246 0,144-0,010-0,380** (0,191) (0,189) (0,193) (0,192) Ordnateurs en réseaux, servces de producton (D_PROD) 0,246-0,020-0,255 0,029 (0,209) (0,207) (0,212) (0,021) Internet (INET) 0,415** 0,075-0,257-0,233 (0,177) (0,176) (0,179) (0,178) Normes de qualté ((D_QUALITE) 0,095-0,099 0,247-0,243 (0,182) (0,180) (0,185) (0,183) Juste à temps ((D_JAT) 0,445** 0,084-0,372* -0,158 (0,210) (0,208) (0,213) (0,211) Captal physque 1,123** 0,253-0,552** -0,929** (0,214) (0,212) (0,217) (0,214) Valeur ajoutée 2,136** 0,094-1,480** -0,751** (0,182) (0,180) (0,18) (0,182) 1. Cette table donne les coeffcents estmés des varables, ssus des estmatons jontes des équatons de parts salarales de toutes les classes d âge à l excepton de la premère avec la méthode des mondres carrés généralsés jonts. Les contrôles sont les salares relatfs des classes d âge (respectvement les évolutons des salares relatfs, pour le modèle en dfférence), cnq ndcatrces de secteur et quatre ndcatrces de talle d entreprse. Pour le modèle en dfférence, on contrôle de plus la part en 1995 de chaque classe d âge qu dot changer de catégore entre 1995 et 1998 sous le seul effet du vellssement (par exemple, les 27-29 ans en 1995 : ces salarés sont dans la classe des 20-29 ans en 1995, mas dovent passer dans celles des 30-39 ans en 1998, sous le seul effet du vellssement). 2. Les coeffcents de la premère classe d âge (20-29 ans) sont estmés à partr des condtons d homogénété : γ = γ γ γ etc. 20 29, ORDI _ GESTION 30 39, ORDI _ GESTION 40 49, ORDI _ GESTION 50 59, ORDI _ GESTION 3. Les écarts types estmés, corrgés de l hétéroscédastcté, sont entre parenthèses. Les estmatons sgnfcatves à 5% sont sgnalées par **, celles à 10% par *. 16

Cadres et professons ntermédares Tableau 6 : Parts dans la masse salarale par catégores d'âge et de qualfcatons - 1998 MCGJ (coeffcents multplés par 100) Cadres - PI Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston 1,039-0,270 0,551** 0,572** -0,854** (0,180) (0,180) (0,277) (0,262) (0,311) Ordnateurs en réseaux, producton -0,242 0,407** 0,071-0,440* -0,039 (0,173) (0,173) (0,267) (0,253) (0,300) Internet 2,362** -0,951** 1,778** 0,194-1,022** (0,164) (0,164) (0,252) (0,238) (0,283) Normes de qualté 0,497** 0,150 0,343 0,224-0,718** (0,396) (0,172) (0,265) (0,251) (0,298) Juste à temps -0,561** 0,539** 0,564** -0,274-0,829** (0,151) (0,151) (0,233) (0,220 (0,261 Employés Employés Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston 0,124* 0,144* 0,077-0,147-0,075* (0,069) (0,080) (0,093) (0,090) (0,088) Ordnateurs en réseaux, producton -0,129* 0,054-0,038 0,079-0,096 (0,065) (0,077) (0,090) (0,087) (0,084) Internet 0,148** 0,122* 0,110-0,025-0,207** (0,062) (0,073) (0,085) (0,082) (0,080) Normes de qualté -0,260** -0,028 0,005 0,014 0,009 (0,066) (0,077) (0,089) (0,086) (0,084) Juste à temps -0,082 0,133** -0,039-0,086-0,013 (0,058) (0,067) (0,078) (0,076) (0,074) Ouvrers Ouvrers Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston -1,163** 0,809** 0,118-0,115** 0,232 (0,196) (0,285) (0,292) (0,289) (0,251) Ordnateurs en réseaux, producton 0,371* 0,527* -0,062 0,200-0,666** (0,189) (0,275) (0,281) (0,279) (0,242) Internet -2,511** 1,106** -0,689** -0,919** 0,543** (0,179) (0,259) (0,266) (0,263) (0,228) Normes de qualté -0,237-0,253-0,060 0,059 0,253* (0,188) (0,273) (0,279) (0,277) (0,240) Juste à temps 0,643** 0,859** 0,302-0,112-1,051** (0,165) (0,239) (0,245) (0,243) (0,211) 1. Les coeffcents γ ~ˆ de cette table sont calculés à partr des coeffcents estmé sγˆ des varables ORDI_GESTION, ORDI_ PROD, INET, QUALITE et par les mondres carrés généralsés jonts (MCGJ). Les estmatons γˆ pour les cadres et professons ntermédares âgés de 20 à 29 ans sont obtenus à partr des condtons d homogénété. L effet total sur une catégore d âge et qualfcaton donnés est la somme de l mpact moyen sur la qualfcaton et de l mpact dfférentel sur l âge au sen de la qualfcaton. Les coeffcents reportés pour les catégores professonnelles sont sur les 4 classes d ages de la catégore : ~ˆ ouvrers 1 20 29, ouvrers 30 39, ouvrers 40 49, ouvrers 50 59, γ ORDI _ GESTION = ( ˆ γ ORDI _ GESTION ˆORDI _ GESTION ˆORDI _ GESTION ˆORDI _ 4 ouvrers GESTION Les coeffcents publés pour les tranches d age au sen de la catégore sont nets de l effet moyen de la catégore : ~ˆ γ ˆ ~ˆ γ 40 49, ouvrers ORDI _ GESTION = γ 40 49 ORDI _ GESTION ouvrers ORDI _ GESTION. 3. Les varables de contrôle utlsées sont quatre ndcatrces de talle, cnq ndcatrces de secteur de l entreprse, ans que les logarthmes de la valeur ajoutée et du captal physque. 4. Les écarts types estmés, corrgés de l hétéroscédastcté, sont entre parenthèses. Les estmatons sgnfcatves à 5% sont sgnalées par **, celles à 10% par *. 17 )

Tableau 7 : Dfférences des parts dans la masse salarale par catégores d'âge et de qualfcatons 1995-1998 MCGJ (coeffcents multplés par 100) Cadres et professons ntermédares Cadres - PI Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston 0,062 0,073 0,163 0,143-0,380** (0,090) (0,121) (0,165) (0,166) (0,172) Ordnateurs en réseaux, producton 0,028 0,064 0,050-0,251 0,136 (0,099) (0,133) (0,181) (0,181) (0,189) Internet 0,433** 0,023 0,201 0,001-0,226 (0,086) (0,115) (0,157) (0,015) (0,164) Normes de qualté 0,192** 0,069-0,075 0,198-0,192 (0,086) (0,116) (0,158) (0,158) (0,164) Juste à temps -0,025 0,246* 0,049-0,085-0,210 (0,100) (0,134) (0,182) (0,182) (0,189) Employés Employés Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston -0,031 0,109* -0,068-0,094 0,053* (0,048) (0,063) (0,074) (0,064) (0,060) Ordnateurs en réseaux, producton 0,008 0,032-0,035 0,042-0,040 (0,052) (0,069) (0,081) (0,070) (0,065) Internet -0,004 0,006 0,004 0,017-0,028 (0,045) (0,060) (0,070) (0,061) (0,057) Normes de qualté -0,037-0,022 0,054 0,035-0,068 (0,045) (0,060) (0,070) (0,061) (0,057) Juste à temps -0,041-0,063 0,077-0,087 0,072 (0,052) (0,069) (0,081) (0,071) (0,066) Ouvrers Ouvrers Age 20-29 Age 30-39 Age 40-49 Age 50-59 Ordnateurs en réseaux, geston -0,032-0,009 0,099-0,035-0,055 (0,089) (0,014) (0,138) (0,132) (0,118) Ordnateurs en réseaux, producton -0,036 0,189-0,068-0,096-0,024 (0,097) (0,163) (0,151) (0,145) (0,129) Internet -0,429** 0,088-0,025-0,156 0,093 (0,085) (0,142) (0,131) (0,125) (0,112) Normes de qualté -0,155* -0,065-0,007 0,050 0,021 (0,085) (0,142) (0,132) (0,127) (0,112) Juste à temps 0,067 0,331** -0,061-0,208-0,061 (0,098) (0,164) (0,152) (0,146) (0,129) ~ˆ 1. Les coeffcents γ de cette table sont calculés à partr des coeffcents estmés γˆ des varables ORDI_GESTION, ORDI_PROD, INET, QUALITE et JAT par les mondres carrés généralsés jonts (MCGJ). Les estmatons γˆ pour les cadres et professons ntermédares âgés de 20 à 29 ans sont obtenus à partr des condtons d homogénété. L effet total sur une catégore d âge et qualfcaton donnés est la somme de l mpact moyen sur la qualfcaton et de l mpact dfférentel sur l âge au sen de la qualfcaton. Les coeffcents reportés pour les catégores professonnelles sont sur les 4 classes d ages de la catégore : ~ˆ ouvrers 1 20 29, ouvrers 30 39, ouvrers 40 49, ouvrers 50 59, γ ORDI _ GESTION = ( ˆ γ ORDI _ GESTION ˆORDI _ GESTION ˆORDI _ GESTION ˆORDI _ 4 ouvrers GESTION Les coeffcents publés pour les tranches d age au sen de la catégore sont nets de l effet moyen de la catégore : ~ˆ γ ˆ ~ˆ γ 40 49, ouvrers ORDI _ GESTION = γ 40 49 ORDI _ GESTION ouvrers ORDI _ GESTION 3. Les varables de contrôle utlsées sont quatre ndcatrces de talle et cnq ndcatrces de secteur de l entreprse, ans que les logarthmes de la valeur ajoutée et du captal physque. On contrôle également la part en 1995 de chaque classe d âge et qualfcaton qu dot changer de catégore entre 1995 et 1998 sous le seul effet du vellssement. ) 18

4. Les écarts types estmés, corrgés de l hétéroscédastcté, sont entre parenthèses. Les estmatons sgnfcatves à 5% sont sgnalées par **, celle à 10% par * 19