Éditions e-pub de l’OCDE – version bêta

Félicitations et merci d’avoir téléchargé l’un de nos tout nouveaux ePub en version bêta.

Nous expérimentons ce nouveau format pour nos publications. En effet, même si l’ePub est formidable pour des livres composés de texte linéaire, le lecteur peut être confronté à quelques dysfonctionnements avec les publications comportant des tableaux et des graphiques – tout dépend du type de support de lecture que vous utilisez.

Afin de profiter d’une expérience de lecture optimale, nous vous recommandons :

D’utiliser la dernière version du système d’exploitation de votre support de lecture.

De lire en orientation portrait.

De réduire la taille de caractères si les tableaux en grand format sont difficiles à lire.

Comme ce format est encore en version bêta, nous aimerions recevoir vos impressions et remarques sur votre expérience de lecture, bonne ou autre, pour que nous puissions l’améliorer à l’avenir. Dans votre message, merci de bien vouloir nous indiquer précisément quel appareil et quel système d’exploitation vous avez utilisé ainsi que le titre de la publication concernée. Vous pouvez adresser vos remarques à l’adresse suivante : sales@oecd.org

Merci !

Perspectives de l'emploi de l'OCDE 2014

Merci de citer cet ouvrage comme suit :
OCDE (2014), Perspectives de l'emploi de l'OCDE 2014, Éditions OCDE, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2014-fr.

Mentions légales et droits

ISBN : 978-92-64-22405-6 (epub) - 978-92-64-21528-3 (imprimé) - 978-92-64-21534-4 (pdf)

DOI : http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2014-fr

Série : Perspectives de l'emploi de l'OCDE

ISSN : 0256-6192 (imprimé) - 1999-1274 (en ligne)

Cet ouvrage est publié sous la responsabilité du Secrétaire général de l'OCDE. Les opinions et les interprétations exprimées ne reflètent pas nécessairement les vues officielles des pays membres de l'OCDE.

Ce document et toute carte qu'il peut comprendre sont sans préjudice du statut de tout territoire, de la souveraineté s’exerçant sur ce dernier, du tracé des frontières et limites internationales, et du nom de tout territoire, ville ou région. 

Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international. 

Crédits photo : Couverture © Ikoneimages/Inmagine

Les corrigenda des publications de l’OCDE sont disponibles sur : www.oecd.org/about/publishing/corrigenda.htm.

© OCDE 2014

La copie, le téléchargement ou l’impression du contenu OCDE pour une utilisation personnelle sont autorisés. Il est possible d’inclure des extraits de publications, de bases de données et de produits multimédia de l’OCDE dans des documents, présentations, blogs, sites Internet et matériel pédagogique, sous réserve de faire mention de la source et du copyright. Toute demande en vue d’un usage public ou commercial ou concernant les droits de traduction devra être adressée à rights@oecd.org. Toute demande d’autorisation de photocopier une partie de ce contenu à des fins publiques ou commerciales devra être soumise au Copyright Clearance Center (CCC), info@copyright.com, ou au Centre français d’exploitation du droit de copie (CFC), contact@cfcopies.com.

Avant-propos

Les Perspectives de l’emploi de l’OCDE présentent une évaluation annuelle des principales évolutions et perspectives des marchés du travail des pays membres. Chaque édition contient également des chapitres consacrés à des aspects spécifiques du fonctionnement des marchés du travail et à leurs implications pour les politiques afin de promouvoir des emplois plus nombreux et de meilleure qualité. Les quatre thèmes abordés cette année sont : les récentes évolutions des salaires, la qualité des emplois, l’emploi non régulier et l’impact des compétences et des qualifications sur l’emploi. Des statistiques de référence sont également disponibles.

L’édition 2014 des Perspectives de l’emploi de l’OCDE est l’œuvre commune de membres de la Direction de l’emploi, du travail et des affaires sociales. Elle a bénéficié des contributions des délégués nationaux des pays. Cependant, l’évaluation des perspectives du marché du travail des divers pays ne correspond pas nécessairement à celle qu’en font les autorités nationales concernées.

Ce volume a été édité par Mark Keese et s’appuie sur des contributions d’Alexander Hijzen et Pascal Marianna (chapitres 1 et 2), Alexander Hijzen, Anne Saint-Martin, Hande Inanc, Paolo Falco et Balint Menyhert (chapitre 3), Andrea Bassanini et Sandrine Cazes (chapitre 4), et Glenda Quintini et Stijn Broecke (chapitre 5). Le travail de recherche a été réalisé par Dana Blumin, Sylvie Cimper, Sébastien Martin, Agnès Puymoyen et Paulina Granados Zambrano. Le travail éditorial a été effectué par Natalie Corry, Rossella Iannizzotto, Monica Meza-Essid et Marlène Mohier.

Éditorial

Des emplois plus nombreux et de meilleure qualité sont nécessaires pour que la reprise économique profite à tous

Des emplois plus nombreux et de meilleure qualité : la clé de la baisse du chômage et de l’amélioration du bien-être

Malgré de récentes améliorations, les progrès supplémentaires à accomplir pour améliorer la situation du marché du travail restent en grande partie dépendants d’une reprise économique plus large et soutenue. Même si le chômage a reculé à la faveur du redémarrage des créations d’emplois, d’importants écarts subsistent dans de nombreux pays en termes d’emploi, les personnes qui travaillent comme les chômeurs restant profondément marqués par la crise. Les coûts personnels, économiques et sociaux très lourds supportés par les chômeurs pourraient perdurer, plus particulièrement pour ceux qui ont subi une période de chômage prolongée, qui sont confrontés à une dévalorisation de leurs compétences et un risque d’exclusion du marché du travail. Parmi les personnes qui ont conservé leur emploi, un nombre croissant de travailleurs et leurs familles rencontrent des difficultés économiques liées à la baisse du pouvoir d’achat tiré de leurs revenus d’activité. La crise a également aggravé le problème de longue date de la qualité des emplois dans les pays avancés comme dans les pays émergents.

Ce double effet de la crise, sur les chômeurs et sur les actifs occupés, souligne à quel point il est nécessaire de soutenir la création d’emplois non seulement plus nombreux mais aussi de meilleure qualité – une tâche qui constitue aujourd’hui un défi crucial pour de nombreux pays à travers le monde. Pour relever ce défi, un large éventail de mesures seront nécessaires, allant des politiques macroéconomiques viables de soutien à la reprise aux réformes visant à stimuler la concurrence et la productivité sur les marchés de biens et de services, à favoriser la mobilité des travailleurs pour qu’ils se dirigent vers des emplois plus productifs et plus gratifiants, à soutenir le revenu des travailleurs à bas salaire et à renforcer la formation et la reconversion professionnelle des travailleurs.

La lutte contre le chômage élevé et persistant reste une priorité

Le chômage a enfin amorcé un recul dans de nombreux pays. Après trois ans de quasi-stagnation, le taux de chômage harmonisé de l’OCDE est tombé à 7.3 % en juin 2014, contre 8.5 % en octobre 2009, niveau le plus haut jamais atteint depuis la guerre, mais il reste encore largement supérieur à celui enregistré avant la crise. Près de 45 millions de personnes sont aujourd’hui sans emploi dans la zone OCDE, soit 11.9 millions de plus qu’avant la crise. La situation est toutefois très contrastée d’un pays à l’autre. Aux États-Unis, le chômage a chuté pour s’établir à 6.2 % en juillet 2014 ; au Japon, il est orienté à la baisse depuis le milieu de l’année 2009 et il s’élevait à 3.7 % en juin 2014 ; dans la zone euro, des écarts importants subsistent mais le taux de chômage de l’ensemble de la zone a diminué pour atteindre 11.5 %, à la faveur d’une modération récente y compris dans certains des pays les plus durement touchés. Selon les dernières prévisions économiques établies par l’OCDE en mai 2014, le chômage devrait continuer de reculer dans la zone OCDE, mais il restera largement au-dessus du niveau observé avant la crise jusqu’à la fin de l’année 2014 et tout au long de 2015.

Le chômage de longue durée a probablement déjà atteint son niveau le plus haut dans la plupart des pays, mais il reste une source de préoccupation majeure. Dans la zone OCDE, 16.3 millions de personnes – soit plus d’un chômeur sur trois – étaient sans emploi depuis 12 mois ou plus au premier trimestre 2014, ce qui représente une progression de 85 % depuis 2007. Dans les pays qui ont été le plus durement touchés par ce phénomène, il apparaît de plus en plus que ce qui était à l’origine une poussée conjoncturelle du chômage est en partie devenue structurelle et donc plus difficile à inverser pendant la période de reprise économique. C’est pourquoi la priorité continue d’être donnée aux mesures visant à faire baisser le chômage lorsqu’il reste élevé, ainsi qu’à faire reculer le chômage de longue durée.

Les ajustements de salaire ont aidé le marché du travail à affronter la crise mais ils ne peuvent, à eux seuls, lui permettre de se rétablir complètement

Les ajustements de salaire ont largement contribué à ce que le marché du travail puisse faire face aux ralentissement conjoncturel marqué de l’activité économique, en limitant les pertes d’emplois pendant la récession et en soutenant la croissance de l’emploi pendant la reprise. Le ralentissement de la croissance des salaires réels a été particulièrement marqué dans la zone euro, avec une contraction du taux annuel de croissance moyen de 2.1 % au début de la crise à -0.1 % depuis 2009 ; néanmoins, des tendances comparables ont aussi été observées aux États-Unis et au Japon. Ces ajustements de salaire ont contribué à soutenir la compétitivité externe, particulièrement dans certains pays de la zone euro. Ainsi, après la mise en place de l’euro, les coûts de main-d’œuvre ont augmenté beaucoup plus vite que la productivité du travail dans plusieurs pays européens, parmi lesquels la Grèce, le Portugal, l’Irlande et l’Espagne, notamment par comparaison avec l’Allemagne. Cet écart s’est résorbé en partie pendant la crise.

Toutefois, la stagnation ou la baisse des rémunérations réelles peuvent avoir des répercussions importantes sur le revenu des ménages, accentuant ainsi les difficultés économiques, particulièrement pour les ménages les plus démunis. La présente édition des Perspectives de l’emploi de l’OCDE montre qu’en moyenne dans un certain nombre de pays de l’OCDE, la moitié des travailleurs ont vu la valeur réelle de leurs revenus chuter en 2010. Dans un tiers des cas, ce phénomène était lié à une progression des revenus inférieure à l’inflation ; pour les deux tiers restants, il était provoqué par une baisse des revenus nominaux, pas nécessairement causée par des baisses de salaire mais plus vraisemblablement par une diminution de la rémunération des heures supplémentaires et des primes.

De nouveaux ajustements à la baisse des salaires dans les pays les plus durement touchés risquent de se révéler contre-productifs : notamment dans un contexte d’inflation proche de zéro, ils pourraient être difficiles à opérer ou avoir une efficacité limitée en matière de création d’emplois, tout en accentuant le risque de pauvreté et en pesant sur la demande globale. C’est pourquoi d’autres mesures s’imposent. Les politiques macroéconomiques ont encore un rôle clé à jouer mais elles doivent être complétées par des réformes structurelles afin de stimuler la productivité et la croissance potentielle.

Il est indispensable de dynamiser la concurrence sur le marché des produits et de renforcer les politiques de l’emploi afin d’encourager la mobilité et l’inclusivité

Selon les Perspectives de l’emploi, la modération importante des salaires observée dans de nombreux pays pendant la crise ne s’est pas entièrement traduite par une modération des prix qui aurait permis de promouvoir la compétitivité et de renforcer la croissance de la production et de l’emploi. Cela tient en partie aux efforts nécessaires déployés par de nombreuses entreprises en difficulté afin de renouer avec la rentabilité. Mais cette situation pourrait aussi refléter l’absence de concurrence sur les marchés de biens et de services. Il pourrait donc être utile d’engager de nouvelles réformes structurelles afin de favoriser une véritable concurrence sur les marchés de produits et de veiller à ce que les effets bénéfiques des réformes du marché du travail puissent se matérialiser pleinement. Une telle stratégie pourrait renforcer la productivité et la croissance potentielle de la production, et dynamiser la création d’emplois.

Il doit également être plus facile pour les travailleurs de passer d’un secteur à l’autre ou d’une entreprise à l’autre. À mesure que l’économie se redresse, une grande partie des nouveaux emplois pourraient être créés dans des entreprises et des secteurs différents, et exiger des compétences différentes de celles requises dans les emplois perdus. Les programmes conçus pour favoriser la mobilité des travailleurs et fournir des formations et une expérience professio\ uler la création d’emplois. En dépit de fortes tensions sur les finances publiques dans de nombreux pays, il est crucial de garantir le financement de ces programmes afin de veiller à ce que la reprise de l’économie se traduise par une reprise de l’emploi, indispensable pour réduire à la fois les inégalités de revenu et la pauvreté.

Il est également essentiel de combler les écarts entre les travailleurs permanents et les travailleurs temporaires en termes de protection de l’emploi. La crise a montré que plus ces écarts sont marqués, plus les conséquences d’un ralentissement de l’activité en termes de pertes d’emploi sont importantes, notamment pour les emplois « atypiques » et précaires. Ils ont aussi un effet négatif sur les perspectives professionnelles de nombreux travailleurs qui occupent ces emplois. Comme le montrent les Perspectives de l’emploi, le travail temporaire et les autres formes d’emplois atypiques ne sont pas un tremplin systématique vers un emploi permanent : en Europe par exemple, moins de la moitié des travailleurs temporaires au cours d’une année donnée étaient titulaires d’un contrat à durée indéterminée à temps plein trois ans plus tard ; et dans plusieurs pays, comme la Corée, les personnes qui occupent un emploi temporaire ou atypique sont beaucoup plus susceptibles de glisser vers l’inactivité. Ces travailleurs ont aussi moins de chances de bénéficier d’une formation susceptible d’améliorer leurs perspectives d’emploi. L’écart en termes de protection est encore plus prononcé dans les économies émergentes où les travailleurs du secteur informel sont, dans une large mesure, exclus des dispositions relatives à la protection de l’emploi et à la protection sociale. C’est pourquoi les pouvoirs publics doivent prendre les mesures nécessaires pour éviter qu’un écart trop important se creuse entre les travailleurs permanents et les travailleurs atypiques en termes de protection de l’emploi, afin de lutter contre la segmentation du marché du travail et de promouvoir l’investissement dans le capital humain.

Il est encourageant de constater qu’un certain nombre de pays, souvent incités par la crise, ont engagé récemment de vastes réformes dans ce domaine. Ces réformes visent à combler l’écart entre les contrats de travail permanents et atypiques, à préciser les conditions d’embauche et de licenciement des travailleurs dans le cadre de différents contrats et, parfois, à lutter contre le recours abusif aux contrats temporaires. Dans un certain nombre d’économies émergentes, des efforts ont également été déployés pour renforcer la protection sociale pour tous les travailleurs. Étant donné qu’il faut du temps pour que ces réformes portent leurs fruits, les pays doivent maintenir le cap, tout en évaluant les effets de ces réformes et, le cas échéant, en procédant aux ajustements nécessaires pour renforcer leur efficacité au regard de l’amélioration de la situation sur le marché du travail.

Certains moyens d’action, comme le salaire minimum, la fiscalité progressive et les prestations liées à l’exercice d’un emploi, peuvent contribuer à répartir plus équitablement le coût de l’ajustement économique

Les pouvoirs publics doivent intervenir non seulement sur l’ampleur de l’ajustement des salaires mais aussi sur sa distribution. Les travailleurs peu rémunérés et leurs familles sont les plus exposés au risque de graves difficultés économiques causées par la baisse du pouvoir d’achat associé à leur salaire, mais ce sont aussi eux qui ont le plus à gagner des mesures conçues pour garantir un partage équitable des coûts à court terme de l’ajustement économique.

Le salaire minimum obligatoire désormais en place – ou en cours d’instauration – dans 26 pays de l’OCDE et dans plusieurs économies émergentes peut apporter un soutien aux salaires des travailleurs peu rémunérés. Les données donnent à penser que, s’il est fixé à un niveau adéquat, le salaire minimum n’a que des effets négatifs minimes sur l’emploi. Pour établir un salaire minimum judicieux, il convient de tenir compte des disparités régionales sur le plan du revenu moyen ainsi que des différences d’expérience et de productivité selon l’âge ; de veiller à ce que le niveau et l’ajustement du salaire minimum soient déterminés par des commissions indépendantes ; et de réduire les cotisations de sécurité sociale de manière à diminuer les coûts salariaux indirects associés au salaire minimum.

Une imposition plus progressive des revenus peut aussi aider à ce que ceux qui s’en sortent le mieux dans l’économie contribuent à juste proportion à l’effort fiscal. Plus l’inégalité de la distribution des revenus d’activité (et des autres types de revenus) s’accroît, plus il est indispensable d’examiner attentivement les effets redistributifs des exonérations fiscales partielles et totales. Par ailleurs, plusieurs pays de l’OCDE ont récemment mis en place ou étendu leurs régimes de prestations liées à l’exercice d’un emploi afin de venir en aide aux travailleurs à bas salaire et de réduire les inégalités de revenu au niveau des ménages.

Établir un programme d’action en vue de favoriser des emplois plus productifs et plus gratifiants

Pour l’avenir, il faudrait accorder plus d’attention non seulement au volume d’offres d’emploi et aux catégories de travailleurs concernées, mais aussi à la qualité de ces emplois et à leur contribution au bien-être. Après tout, la plupart des individus consacrent la majeure partie de leur temps au travail et travaillent pendant une grande partie de leur vie. La qualité des emplois recouvre diverses dimensions importantes au regard du bien-être, notamment : le niveau des revenus d’activité et leur distribution ; le risque de perte d’emploi et ses conséquences en termes de perte de revenu ; et les ressources dont disposent les travailleurs pour répondre aux exigences de leur emploi. Pour faire face aux retombées de la crise, les pouvoirs publics doivent donc prendre des mesures pour instaurer les conditions nécessaires à la croissance de l’emploi et améliorer l’accès à des emplois productifs et gratifiants.

Selon les conclusions préliminaires des Perspectives de l’emploi, on ne relève, dans les pays, que peu de signes d’un arbitrage entre la quantité d’emplois et leur qualité, ce qui est un point positif. Les responsables de l’action publique n’ont donc pas à privilégier l’un au détriment de l’autre. Pour autant, ils doivent adopter une série de mesures cohérentes – mécanismes de fixation des salaires, législation sur la protection de l’emploi, régimes de protection sociale et exigences en matière de santé et de sécurité au travail – qui favorisent à la fois les créations d’emplois et l’amélioration de leur qualité. À long terme, la capacité des pays à créer des emplois plus nombreux et de meilleure qualité dépendra aussi, dans une large mesure, de leur aptitude à doter les individus des compétences dont ils ont besoin et à veiller à ce qu’ils puissent adapter et développer ces compétences pour pouvoir faire face à la mutation rapide du marché du travail.

Stefano Scarpetta,

Directeur de la Direction de l’emploi,

du travail et des affaires sociales de l’OCDE

Acronymes et abréviations

BIT

Bureau international du travail

CCD

Chômeurs de courte durée

CDD

Contrats à durée déterminée

CEE-ONU

Commission des Nations Unies pour l’Europe

CITE

Classification internationale type de l’enseignement

CITP

Classification internationale type des professions

CLD

Chômeurs de longue durée

CPS

Current Population Survey

CTCD

Chômeurs de très courte durée

EILA

Enquête internationale sur la littératie des adultes

EPRC

Protection de l’emploi contre le licenciement individuel et collectif de travailleurs titulaires de contrats réguliers

EPT

Législation de protection de l’emploi pour les contrats temporaires

ESS

Enquête sociale européenne (European Social Survey)

EU-SILC

Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie

EWCS

Enquête européenne sur les conditions de travail

GSOEP

German Socio-Economic Panel

HILD

Household, Income and Labour Dynamics (Australie)

IAB

Institut allemand de recherche sur le marché du travail et les professions (Institut für Arbeitsmarkt-und Berufsforschung)

IPC

Indice des prix à la consommation

ISSP

International Social Survey Programme

JOLTS

Statistiques des offres d’emploi et de la rotation des emplois (Job Openings and Labor Turnover Survey)

KLIPS

Korean Income and Labour Panel Study

LPE

Législation sur la protection de l’emploi

MCO

Moindres carrés ordinaires

NAIRU

Taux de chômage non accélérateur de l’inflation (Non-accelerating inflation rate of unemployment)

NEET

Jeunes inactifs qui ne sont ni en emploi, ni scolarisés, ni en formation (Not in employment, education or training)

OIT

Organisation internationale du travail

PAMT

Programmes actifs du marché du travail

PIAAC

Programme international pour l’évaluation des compétences des adultes

PIB

Produit intérieur brut*

PPA

Parité de pouvoir d’achat

SES

Enquête sur la structure des salaires (Structure of Earnings Survey)

TIC

Technologies de l’information et de la communication

UE-SILC

Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie

Résumé

Le marché du travail n’est pas encore complètement rétabli dans la zone OCDE

Le chômage reste bien supérieur au niveau observé avant la crise dans de nombreux pays de l’OCDE, en dépit d’une reprise de la croissance de l’emploi. Des contractions modérées du chômage sont prévues jusqu’à la fin de l’année 2014 et en 2015. La persistance d’un chômage élevé a entraîné une montée du chômage structurel dans certains pays, qui ne s’inversera peut-être pas automatiquement avec la reprise de la croissance économique étant donné qu’elle s’est traduite par une perte de capital humain et par une diminution de la motivation à trouver un emploi, particulièrement chez les chômeurs de longue durée. Dans l’ensemble de la zone OCDE, 16.3 millions de personnes – soit plus d’un chômeur sur trois – étaient sans emploi depuis 12 mois ou plus au premier trimestre 2014, soit près de deux fois plus qu’en 2007. C’est pourquoi les pays dans lesquels la reprise a été moins soutenue doivent continuer de donner la priorité aux mesures visant à soutenir la demande, tout en redoublant d’efforts pour lutter contre le chômage structurel. Il convient de mettre l’accent sur les programmes d’emploi et de formation ciblés sur les chômeurs de longue durée, qui ont souvent du mal à trouver un emploi et sont plus susceptibles de quitter le marché du travail.

La croissance des salaires réels s’est considérablement ralentie

Un grand nombre de travailleurs ayant conservé leur emploi ont vu leurs revenus réels progresser moins rapidement, voire diminuer sous l’effet de la crise. La hausse persistante du chômage dans de nombreux pays de l’OCDE a fortement pesé sur la croissance des salaires réels, ce qui a contribué à freiner l’évolution des coûts unitaires de main-d’œuvre et ainsi à renforcer la compétitivité externe dans certains pays, particulièrement dans la zone euro. Tout ajustement suplémentaire des salaires nécessiterait, notamment au vu du faible niveau de l’inflation, des baisses de salaires douloureuses, et pourrait augmenter le nombre de travailleurs pauvres. Un éventail de mesures est nécessaire pour promouvoir la compétitivité, la croissance et la création d’emplois, parmi lesquelles, outre des politiques macroéconomiques solides pour stimuler la reprise, des réformes visant à renforcer la concurrence sur les marchés de biens et de services ; une aide aux travailleurs ayant perdu leur emploi afin qu’ils se dirigent vers de nouveaux secteurs porteurs ; et un soutien au revenu des travailleurs à bas salaire.

Il faut œuvrer pour des emplois de meilleure qualité

L’évaluation des performances du marché du travail doit être axée à la fois sur la quantité et sur la qualité des offres d’emplois : l’action publique doit soutenir la création d’emplois plus nombreux et de meilleure qualité. Un nouveau cadre conceptuel et opérationnel a été mis au point pour mesurer la qualité des emplois selon trois dimensions clés : le niveau et la distribution des revenus d’activité, la sécurité sur le marché du travail et la qualité de l’environnement de travail. Si l’on observe de fortes disparités entre les pays pour chacune de ces trois dimensions, il ne semble pas y avoir d’arbitrage majeur entre la qualité et la quantité des emplois : certains pays parviennent à obtenir de bons résultats dans ces deux domaines. Il existe également des différences marquées de qualité de l’emploi entre catégories socioéconomiques d’un même pays. Les jeunes, les travailleurs peu qualifiés et ceux qui occupent des emplois temporaires semblent cumuler de nombreux handicaps. À l’inverse, les travailleurs hautement qualifiés ont accès non seulement à un plus grand nombre d’emplois mais aussi aux meilleurs emplois. Le niveau et la distribution des revenus d’activité dépendent de l’importance des politiques de soutien à la croissance, de l’accessibilité et de la qualité de l’éducation, de la nature des mécanismes de fixation des salaires (salaires minimum, négociations collectives par exemple) et de la conception des systèmes d’imposition et de prestations sociales. La sécurité sur le marché du travail est déterminée par les effets conjugués de la protection de l’emploi, des régimes d’indemnisation du chômage (allocations de chômage et indemnités de licenciement) et des politiques actives du marché du travail. La qualité de l’environnement de travail dépend, dans une large mesure, de l’efficacité de la réglementation relative à la santé et à la sécurité au travail dans la prévention des problèmes de santé liés au travail, mais aussi du dialogue social et du degré d’implication des employeurs en matière de responsabilité sociale.

Le recours excessif au travail temporaire est néfaste pour les individus comme pour l’économie

L’emploi non régulier – qui recouvre toutes les formes d’emploi non régies par un contrat permanent ou à durée indéterminée – peut offrir aux entreprises la souplesse dont elles ont besoin pour ajuster leur main-d’œuvre en fonction de l’évolution de la conjoncture. Il peut également résulter du choix des travailleurs qui préfèrent la flexibilité associée à ce type de contrats. Néanmoins, le recours important aux contrats non réguliers peut avoir des effets négatifs sur le plan de l’équité comme de l’efficience. Les travailleurs qui occupent ces emplois font face à une plus grande insécurité de l’emploi que les travailleurs ayant des emplois réguliers. Par ailleurs, les entreprises investissent généralement moins dans les travailleurs non réguliers, ce qui peut peser sur leur productivité et sur le développement de leur capital humain. Au cours des 20 années qui ont précédé la crise financière mondiale, l’emploi non régulier s’est répandu dans de nombreux pays : les pouvoirs publics cherchaient en effet à renforcer la flexibilité sur le marché du travail principalement en assouplissant la réglementation relative à ces contrats non réguliers, tout en maintenant une législation plus stricte pour les contrats réguliers. Plusieurs moyens d’action sont possibles pour réduire le fossé qui sépare les travailleurs réguliers des travailleurs non réguliers sur le marché du travail, notamment un durcissement des conditions de recours aux contrats temporaires et un assouplissement de la réglementation sur le licenciement des travailleurs permanents. Pour aller plus loin, il pourrait être possible de faire converger les coûts de licenciement pour tous les types de contrats, en mettant en place un contrat unique ou des contrats harmonisés. Chacune de ces mesures implique de surmonter les problèmes de mise en œuvre et d’adopter des réformes complémentaires.

Les diplômes et les compétences jouent un rôle clé dans l’insertion sur le marché du travail et l’ensemble de la carrière professionnelle

L’enquête internationale de l’OCDE sur les compétences des adultes apporte un nouvel éclairage sur le rôle joué par les diplômes et diverses compétences dans deux résultats clés pour les jeunes de 16 à 29 ans sur le marché du travail : le risque d’être déscolarisés et sans emploi et, lorsqu’ils occupent un emploi, le niveau de leur salaire horaire. Les conclusions de l’enquête montrent combien il importe d’encourager la poursuite des études, mais aussi d’améliorer les compétences en lecture et écriture, en calcul et en résolution de problèmes, ainsi que d’améliorer les informations dont disposent les jeunes pour faire leurs choix d’orientation. L’expérience professionnelle a aussi un effet positif sur le salaire dès le début de la carrière, de même que les compétences d’ordre général. Néanmoins, dans plusieurs pays, les jeunes qui concilient études et travail sont rares, et la plupart des élèves qui travaillent exercent un emploi qui sort du cadre des programmes officiels offrant une expérience en entreprise, comme les programmes d’enseignement et de formation professionnels (EFP) ou les programmes d’apprentissage. Il apparaît donc que, pour familiariser davantage les élèves avec le monde du travail, il faut non seulement créer ou étendre les modules de formation en entreprise au sein des programmes d’EFP et d’apprentissage, mais aussi renforcer les mesures qui facilitent l’acquisition d’une expérience professionnelle pour tous les élèves. Cela peut passer par la levée des obstacles auxquels se heurtent les entreprises pour embaucher des travailleurs à temps partiel mais aussi éventuellement par la mise en place d’incitations fiscales pour les élèves qui travaillent jusqu’à un certain nombre d’heures.

Chapitre 1.

Point sur la situation du marché du travail¹

Ce chapitre donne une vue d’ensemble des évolutions récentes sur le marché du travail dans les pays de l’OCDE et des perspectives à court terme. Malgré certains signes de reprise de la croissance de l’emploi, le chômage reste nettement au-dessus de ses niveaux d’avant-crise dans de nombreux pays, même si l’on prévoit qu’il continuera de décroître légèrement sur le reste de l’année 2014 et en 2015. En outre, une analyse des données disponibles tend à indiquer que la persistance de hauts niveaux de chômage a entraîné une augmentation du chômage structurel, dans certains pays, tendance qui ne sera pas automatiquement inversée par une reprise de la croissance économique. Compte tenu de ces évolutions, cela devrait rester un objectif clé pour les politiques publiques que de promouvoir la demande globale là où la reprise a été assez peu robuste, tout en redoublant d’efforts pour lutter contre la montée du chômage structurel. En particulier, priorité devrait être donnée aux mesures en faveur de l’emploi et de la formation des chômeurs de longue durée qui ont souvent beaucoup de difficultés à trouver du travail et sont les plus susceptibles de se retirer de la vie active.

Principaux résultats

Six ans après que la crise financière mondiale a éclaté, la reprise du marché du travail dans la zone de l’OCDE reste limitée, mais avec des différences marquées selon les pays :

La zone de l’OCDE continue d’enregistrer un déficit d’emploi. Dans l’ensemble de la zone de l’OCDE, la croissance de l’emploi ne s’est redressée que légèrement et, en conséquence, le taux d’emploi – part de la population âgée de 15 ans et plus dans l’emploi – reste environ 2 points de pourcentage en dessous de son niveau au début de la crise et n’est que légèrement supérieur à son point bas d’après-crise. Dans la plupart des pays de la zone euro et au Danemark, le taux d’emploi est actuellement à son niveau le plus bas, ou proche de son niveau le plus bas, depuis le début de la crise, et l’on n’a guère constaté de croissance de l’emploi. Par contre, dans sept autres pays de l’OCDE, le taux d’emploi est plus élevé qu’il ne l’était avant la phase de ralentissement.

La crise explique en grande partie, mais pas entièrement, le recul de l’emploi. Des tendances à long terme comme le vieillissement de la population et la hausse du niveau de qualification sont des facteurs de plus en plus importants pour expliquer la dynamique de l’emploi. Si les deux processus se neutralisent plus ou moins au niveau de l’ensemble de la zone de l’OCDE, leurs effets diffèrent notablement selon les pays. Par exemple, l’impact négatif du vieillissement de la population prévaut aux États-Unis alors que l’impact positif de la hausse du niveau de qualification domine dans l’Union européenne. L’ampleur de ces tendances tend à indiquer qu’il ne faut pas imputer à la crise tous les changements en matière d’emploi observés depuis que la crise a éclaté.

Aux États-Unis, le recul marqué de la participation à la vie active explique pour l’essentiel le déficit d’emploi qui persiste. Le taux d’emploi, aux États-Unis, des personnes âgées de 16 à 64 ans a chuté de cinq points de pourcentage : il est passé de 77 % en 2007 à 67 % en 2010 et reste, depuis, obstinément proche de son point bas d’après-crise. Ce recul s’explique pour un tiers par la progression du non-emploi, qui découle elle-même pour moitié de l’augmentation du nombre de personnes qui sont restées au chômage pendant plus d’un an. Le recul de l’emploi, pour les deux tiers restants, s’explique par la baisse du taux d’activité, qui peut être associée à l’augmentation des effectifs scolarisés et de l’invalidité (autodéclarée) et, dans une moindre mesure, avec l’augmentation du nombre des travailleurs découragés et des femmes s’orientant vers des activités non rémunérées de soins aux proches et de prise en charge des tâches domestiques.

Néanmoins, on observe aujourd’hui des signes d’une reprise plus large sur le marché du travail. La zone euro a à tout le moins dépassé le point de retournement tandis que la création nette d’emploi aux États-Unis s’affermit :

Un recul, limité mais bienvenu, du chômage a été enregistré. Après être resté pour l’essentiel inchangé aux alentours de 8 % pendant près de trois ans, le taux de chômage dans la zone OCDE est tombé à 7.4 % au cours des mois allant jusqu’en mai 2014. Le taux de chômage marque un recul de 1.1 point de pourcentage de son plus haut niveau de l’après-guerre de 8.5 % en octobre 2009, mais reste encore 1.8 point de pourcentage au-dessus du niveau qui prévalait au début de la crise. Actuellement, presque 45 millions de personnes sont au chômage dans la zone de l’OCDE, ce qui représente 12.1 millions de chômeurs de plus qu’immédiatement avant la crise.

Le mouvement de recul a surtout été marqué aux États-Unis et, dans une moindre mesure, dans la zone euro et au Japon. Aux États-Unis, la baisse du chômage a gagné en vigueur au cours des six mois jusqu’à juin 2014, s’établissant alors à 6.1 % – soit 3.9 points de pourcentage en-dessous de son pic conjoncturel et 1.1 point de pourcentage au-dessus de son niveau d’avant-crise. Le taux de chômage a baissé modérément, s’établissant à 11.6 % en mai 2014 dans la zone euro, tandis qu’au Japon le chômage est, de fait, passé en-dessous de son niveau d’avant-crise, ressortant à 3.5 %.

Mais il subsiste d’importantes disparités entre les pays sur le plan du chômage. En mai 2014 (sauf indication contraire), les taux de chômage les plus élevés ont été enregistrés en Grèce (26.8 %, mars 2014), en Espagne (25.1 %), au Portugal (14.3 %), en République slovaque (13.9 %), en Italie (12.6 %), en Irlande (12 %) et en France (10.1 %). Les taux les plus faibles ont été enregistrés en Norvège (3.3 %, avril 2014), au Japon (3.5 %), en Corée (3.7 %), en Autriche (4.7 %), en Suisse (4.8 %, T1 2014), au Mexique (4.9 %) et en Allemagne (5.1 %).

Malgré un certain recul du chômage global, le chômage de longue durée a continué d’augmenter. Pour l’ensemble de la zone de l’OCDE, on dénombrait 16.7 millions de personnes – plus d’un chômeur sur trois – qui étaient sans emploi depuis 12 mois ou plus au dernier trimestre de 2013, ce qui est près de deux fois plus qu’en 2007. L’augmentation la plus forte a été observée dans les pays – tels que l’Espagne, les États-Unis, l’Irlande, l’Islande, et la Nouvelle-Zélande – où la crise économique mondiale a frappé le marché du travail particulièrement durement. Par contre, la fréquence du chômage de longue durée a baissé notablement en Allemagne, où l’impact de la récession sur le marché du travail a été relativement limité, mais le chômage de longue durée reste néanmoins près de 10 points de pourcentage supérieur à la moyenne pour la zone de l’OCDE.

On anticipe une poursuite de la baisse du chômage dans des proportions limitées. Les projections de l’OCDE publiées en mai 2014 indiquent que la récente baisse du chômage se poursuivra au rythme actuel, le taux de chômage pour la zone de l’OCDE s’établissant à 7.1 % au dernier trimestre de 2015. Les baisses les plus marquées du chômage entre le quatrième trimestre de 2013 et le quatrième trimestre de 2015 devraient intervenir en Espagne (baisse de 2.2 points de pourcentage), en Irlande (2.1), aux États-Unis et en République slovaque (1.1). Malgré ces tendances assez encourageantes, le taux de chômage devrait rester très supérieur à 20 % en Espagne et en Grèce et se situer entre 10 % et 15 % dans plusieurs autres pays de la zone euro d’ici la fin de 2015. Par contre, l’Allemagne et l’Islande devraient rejoindre le groupe des pays où le taux de chômage est inférieur à 5 %.

La période prolongée de haut niveau de chômage et la montée du chômage de longue durée amènent à craindre que le chômage structurel ait progressé, le raffermissement de la croissance économique ne suffisant pas, à lui seul, pour ramener le chômage à ses niveaux d’avant la crise. Les données présentées dans le présent chapitre confortent aussi bien le rôle des facteurs conjoncturels que structurels pour expliquer la persistance de hauts niveaux de chômage :

La faiblesse de la demande globale explique pour une grande part la persistance d’un haut niveau de chômage. L’importance constante des facteurs conjoncturels est illustrée par le fait que le produit intérieur brut (PIB) reste très inférieur à son niveau potentiel dans de nombreux pays, outre le fait que le ratio des emplois vacants au nombre de chômeurs reste déprimé. De plus, on estime que l’essentiel de l’augmentation du chômage depuis la crise reste conjoncturel et que la dégradation des perspectives d’emploi des chômeurs depuis le début de la crise financière mondiale est liée pour plus de moitié à des facteurs conjoncturels, en l’occurrence une baisse du nombre des emplois vacants par chômeur.

Néanmoins, il apparaît aussi qu’une partie de l’augmentation conjoncturelle du chômage est devenue structurelle. Les estimations de l’OCDE du NAIRU (taux de chômage non accélérateur de l’inflation) indiquent que ce taux tend à avoir augmenté depuis le début de la crise dans plusieurs pays de l’OCDE et particulièrement en Espagne, en Grèce et au Portugal. Il apparaît aussi qu’une proportion croissante de chômeurs a des difficultés accrues à trouver un emploi – même si l’on tient compte de la réduction du nombre des emplois vacants. L’efficience de l’appariement – autrement dit la facilité avec laquelle les demandeurs d’emploi trouvent un emploi et accèdent aux emplois vacants – s’est apparemment dégradée, en particulier en Nouvelle-Zélande et aux États-Unis. Ces deux pays ont été durement frappés par la crise financière mondiale et ont enregistré une forte progression de l’incidence du chômage de longue durée.

L’augmentation du chômage structurel ne semble pas refléter un mauvais appariement ou une mauvaise adéquation des emplois vacants et des demandes d’emploi émanant des chômeurs au niveau des secteurs d’activité. L’inadéquation sectorielle s’est vivement accentuée dans le prolongement de la crise financière mondiale mais elle s’est aussi assez vite réduite lorsque le marché du travail s’est redressé.

La prépondérance de l’élément conjoncturel dans les taux de chômage observés dans de nombreux pays de l’OCDE donne à penser que promouvoir la demande globale et la création d’emploi reste une priorité politique majeure pour l’avenir. C’est d’autant plus urgent qu’il y a de plus en plus à craindre que, pour les nombreuses personnes qui ont accumulé de longs épisodes de chômage, le découragement et la perte de capital humain ne rendent leur retour à l’emploi plus difficile, ce qui fait que leur chômage risque de devenir structurel. Ce risque donne aussi à penser que les politiques macroéconomiques destinées à stimuler la demande devraient aller de pair avec un regain d’efforts pour surmonter les obstacles structurels qui rendent difficile l’accès à l’emploi. En particulier, les gouvernements devraient donner la priorité aux mesures en faveur de l’emploi et de la formation des chômeurs de longue durée qui se heurtent à de multiples difficultés pour trouver un emploi et sont les plus susceptibles de se retirer de la vie active.

Introduction

Si la reprise économique, après la crise financière mondiale, s’affermit peu à peu et s’étend, le redressement de l’emploi et le recul du chômage sont plus modestes dans de nombreux pays de l’OCDE. Une question clé pour les pouvoirs publics est de savoir dans quelle mesure la persistance d’un haut niveau de chômage s’explique par des facteurs conjoncturels, en l’occurrence un déficit de demande globale, et dans quelle mesure elle s’explique par des facteurs structurels, en l’occurrence l’inadéquation grandissante entre les emplois vacants et les demandes d’emploi. Le présent chapitre vise à éclairer cette question très importante.

Dans la première section, on examine l’évolution récente du marché du travail et les perspectives à court terme, et l’on s’efforce d’apprécier dans quelle mesure la reprise de l’emploi reste incomplète. À cet effet, on mesure la contribution à l’évolution de l’emploi depuis le début de la crise des facteurs à court terme (en lien avec la crise) et des tendances de long terme, s’agissant du vieillissement de la population et de la hausse du niveau de qualification. Dans la section 2, on examine plus en détail la question d’une hausse structurelle du chômage liée à l’effet dépressif d’un chômage conjoncturel prolongé sur l’offre effective de main-d’œuvre. Il s’agit essentiellement de voir comment la relation entre les emplois vacants et le chômage a évolué ces dernières années. Le chapitre s’achève sur un bref examen des conséquences pour l’action publique.

1. Bilan de la reprise du marché du travail et perspectives à court terme

Sont examinées ici les récentes évolutions du marché du travail et les perspectives à court terme sur la base des dernières projections de l’OCDE publiées en mai 2014 (OCDE, 2014a). On cherche à évaluer, dans un premier temps, l’ampleur du déficit d’emploi qui subsiste, dans certains pays, par rapport à la situation d’avant-crise, ainsi que le rôle des évolutions à court terme en termes de croissance du PIB et des évolutions à long terme en termes de composition par âge et en qualifications de la population dans chaque pays. Puis on examine plus en détail la situation des chômeurs, notamment des chômeurs de longue durée. De plus amples précisions sur la situation actuelle du marché du travail et la situation que l’on anticipe, dans chaque pays, sont présentées dans l’annexe, tableau 1.A1.1 et 1.A1.2, en fin de chapitre.

Des progrès restent nécessaires sur le front de l’emploi

La reprise économique mondiale reste modeste et inégale, et les écarts de performance sont marqués, à la fois entre économies et au sein des économies, avancées et émergentes. En moyenne, dans la zone de l’OCDE, le PIB réel a augmenté de 1.3 % en 2013. La zone euro est restée en récession en 2013 pour la deuxième année consécutive du fait des faibles performances économiques dans les économies d’Europe méridionale ainsi qu’en Finlande, en Irlande et aux Pays-Bas. En dehors de la zone euro, l’économie a continué de progresser sur un rythme modéré, le taux de croissance du PIB ressortant à 1.5 % au Japon et 1.9 % aux États-Unis. Cependant, même dans les pays où la reprise économique est bien engagée, souvent elle n’a pas été suffisante pour combler l’écart par rapport à la croissance potentielle. Pour 2013, on estime que le PIB réel pour l’ensemble de la zone de l’OCDE est resté 2.5 % en-deçà de son potentiel. Si l’écart de production est d’ampleur très variable selon les pays de l’OCDE, il reste négatif dans la majorité d’entre eux. Pour l’avenir, les projections de l’OCDE publiées en mai 2014 donnent à penser que la reprise économique devrait s’étendre, la zone euro renouant avec une croissance économique positive en 2014 et la reprise gagnant en vigueur dans de nombreux autres pays. Par suite, la croissance du PIB réel dans la zone de l’OCDE pourrait approcher les 3 % en 2015.

Avec la reprise économique, la situation de l’emploi a commencé à s’améliorer, mais il reste encore beaucoup à faire pour résorber les pertes d’emploi provoquées par la crise financière mondiale. Le graphique 1.1 montre l’évolution du taux d’emploi par rapport à la situation d’avant-crise (T4 2007). Pour la zone de l’OCDE dans son ensemble, la reprise de l’emploi ne fait que commencer : le taux d’emploi de la zone de l’OCDE (part de la population âgée de 15 ans et plus dans l’emploi) est actuellement 1.8 point de pourcentage en-deçà du niveau auquel il se situait au début de la crise financière mondiale, à comparer à un écart de 2.2 points de pourcentage au plus profond de la crise (graphique 1.1). Cependant, la situation varie nettement selon les pays. Dans la plupart des pays de la zone euro, ainsi qu’au Danemark, le taux d’emploi est actuellement à son plus bas niveau, ou proche de son plus bas niveau depuis le début de la crise, et la reprise de l’emploi n’a pas encore commencé. Par contre, dans sept pays où le recul de l’emploi suite à la crise a plutôt été limité, le taux d’emploi est actuellement plus élevé qu’au début de la crise. La situation en Estonie est particulièrement notable à cet égard. À la mi-2013, le taux d’emploi dans ce pays s’était pratiquement rétabli après la forte chute (8 points de pourcentage) enregistrée durant la grave crise de 2008-09. Dans les autres pays, les taux d’emploi ne se sont que faiblement rétablis par rapport à leur point bas conjoncturel. Aux États-Unis, le taux d’emploi est actuellement de 4.4 points de pourcentage en-deçà du niveau auquel il se situait au début de la crise, après avoir été de 4.9 points de pourcentage en-deçà au plus profond de la crise. Au Japon, le taux d’emploi est actuellement de 1.1 point de pourcentage en-deçà, contre 1.8 point de pourcentage au point le plus bas.

Graphique 1.1. La reprise de l’emploi n’est pas encore très nette

Note : Pays présentés par ordre croissant du taux d’emploi courant (T4 2013) pour la partie A du graphique et par rapport à l’écart maximum (creux spécifique au pays) pour la partie B.

a. Les 15 pays de l’OCDE membres de la zone euro.

b. Valeurs annuelles.

Source : Calculs de l’OCDE d’après la Base de données sur les Perspectives économiques de l’OCDE (http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142211

Pour l’avenir, la situation de l’emploi devrait se stabiliser ou s’améliorer dans la majorité des pays de l’OCDE. Pour l’ensemble de la zone de l’OCDE, le déficit d’emploi (écart entre le taux d’emploi courant et son niveau au début de la crise) devrait continuer de se réduire, passant de 1.8 point de pourcentage au quatrième trimestre 2013 à 1.3 point de pourcentage d’ici la fin 2015. Cela reflète une amélioration modérée dans la zone euro et aux États-Unis, mais une légère dégradation au Japon, due en partie au vieillissement de la population.

Les changements dans la composition par âge et en termes de qualification de la population ont également affecté la croissance de l’emploi

L’évolution des taux d’emploi peut refléter en partie des tendances à plus long terme concernant la composition par âge et en termes de niveau d’instruction de la population. D’un côté, on peut penser que le vieillissement démographique induit une baisse du taux d’emploi global mais, d’un autre côté, l’élévation du niveau d’instruction est de nature à le faire augmenter. Le graphique 1.2 montre l’impact de ces effets liés à la composition par âge et en termes de niveau d’instruction sur le déficit d’emploi. Le déficit d’emploi est l’écart entre le taux d’emploi de la zone de l’OCDE au cours de chaque période et son niveau d’avant-crise au dernier trimestre 2007. Ce déficit se décompose en un élément « intragroupe » qui rend compte de la contribution de la variation du taux d’emploi de groupes spécifiques en termes d’âge et de qualification à la variation globale du taux d’emploi, et un élément « inter-groupes » qui rend compte du rôle de la variation de la composition par âge et en termes de qualification de la population à la variation du taux d’emploi global. La contribution de chaque groupe correspond à la variation du taux d’emploi du groupe multipliée par sa part moyenne dans la population au cours de la période². L’élément inter-groupes est la somme des variations de la part dans la population multipliée par le taux d’emploi moyen du groupe³.

Graphique 1.2. Le vieillissement de la population et la hausse du niveau de qualification ont un net impact sur l’emploi

Décomposition de la variation globale du taux d’emploi selon l’âge et le niveau d’instruction depuis le début de la crise (T4 2007)

a. Moyenne pondérée pour 34 pays en ce qui concerne les statistiques par groupe d’âge et pour 30 pays (hors Australie, Chili, Japon et Nouvelle-Zélande) en ce qui concerne les statistiques selon le niveau d’instruction.

Source : Calculs de l’OCDE d’après la Base de données sur les Statistiques de court terme sur le marché du travail (http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr) et les enquêtes nationales trimestrielles sur la population active.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142223

S’agissant des variations de l’emploi selon l’âge (partie A du graphique 1.2), la baisse initiale du taux d’emploi dans la zone de l’OCDE (personnes âgées de 15 ans et plus) jusqu’à la fin de 2009 était en grande partie imputable aux pertes d’emploi parmi les travailleurs des classes d’âge de forte activité et parmi les jeunes, reflétant en cela la prédominance relative des travailleurs des classes d’âge de forte activité dans la population et l’impact plus que proportionnel de la crise sur les emplois occupés par des jeunes. Le taux d’emploi de la zone de l’OCDE est pour l’essentiel stable depuis la fin de 2009. Si le taux d’emploi des travailleurs seniors et des travailleurs des classes d’âge de forte activité a commencé à augmenter, celui des jeunes est resté largement inchangé, restant très en-deçà du niveau d’avant la crise. L’effet composition (inter-groupe) est négatif et augmente graduellement au fil du temps, atteignant 0.9 point de pourcentage au quatrième trimestre 2013. Cela reflète l’augmentation de la part dans la population d’âge actif des groupes âgés dont le taux d’emploi est relativement faible. Indépendamment de la faiblesse de la reprise de la demande globale, le vieillissement de la population est un autre facteur qui explique que les taux d’emploi n’aient pas retrouvé leur niveau d’avant la crise dans de nombreux pays de l’OCDE.

En ce qui concerne l’emploi selon le niveau d’instruction (partie B du graphique 1.2), la baisse initiale du taux d’emploi dans la zone de l’OCDE (personnes âgées de 25 ans et plus) jusqu’à la fin de 2009 était essentiellement imputable aux pertes d’emploi chez les travailleurs à niveau de qualification intermédiaire, dont la contribution à la variation de l’emploi global est à peu près de même ampleur que celle des travailleurs à faible niveau de qualification et des travailleurs à haut niveau de qualification pris ensemble. La contribution des travailleurs à niveau de qualification intermédiaire et à haut niveau de qualification dans l’emploi global a, depuis, continué de décroître, tandis que la contribution des travailleurs faiblement qualifiés est restée pour l’essentiel constante. Les changements dans la taille relative de chacun des groupes en termes de qualification ont aussi joué un rôle important. Les chiffres tendent à indiquer que si les taux d’emploi par groupe étaient restés constants depuis le début de la crise, le taux d’emploi global aurait augmenté de 1.2 point de pourcentage du fait de l’élévation graduelle du niveau de qualification de la population.

En résumé, la baisse initiale du taux d’emploi global s’explique dans une large mesure par la baisse du taux d’emploi des travailleurs des classes d’âge de forte activité et des travailleurs à niveau de qualification intermédiaire, reflétant en cela à la fois les pertes d’emploi subies par ces catégories et leur relativement grande importance dans la population. Cependant, les effets de composition liés aux processus de vieillissement de la population et de hausse du niveau de qualification jouent aussi un rôle de plus en plus important pour ce qui est d’expliquer la dynamique de l’emploi depuis le début de la crise financière mondiale. À ce propos, les effets des deux processus – vieillissement de la population et hausse du niveau de qualification – s’annulent pratiquement au niveau de l’ensemble de la zone de l’OCDE, en ce sens que le vieillissement de la population a un effet dépressif sur l’emploi alors que la hausse du niveau de qualification augmente le taux d’emploi à peu près dans les mêmes proportions. Si les deux processus sont largement à l’œuvre dans tous les pays de l’OCDE, leur importance relative peut néanmoins différer notablement d’un pays à l’autre, comme le montre le tableau 1.A2.1 de l’annexe accessible via le web à l’adresse www.oecd.org/emploi/perspectives (voir OCDE, 2014b). Par exemple, l’impact négatif du vieillissement de la population est dominant aux États-Unis alors que l’impact positif de la hausse du niveau de qualification domine au sein de l’Union européenne. Plus généralement, il apparaît que le recul global des taux d’emploi depuis le début de la crise, comme mis en évidence par le graphique 1.1, ne reflète pas seulement la faiblesse de la demande de main-d’œuvre ou l’augmentation du chômage structurel mais aussi un certain nombre de tendances à long terme comme le vieillissement de la population et la hausse du niveau de qualification. Cela souligne la nécessité de prendre en compte toute une palette d’indicateurs pour analyser les performances du marché du travail.

Le chômage et notamment le chômage de longue durée se maintiennent à des niveaux élevés

La trajectoire du chômage depuis le début de la crise est pratiquement symétrique de celle de l’emploi, avec une forte montée initiale suivie par un certain recul qui laisse le chômage très au-dessus de son niveau d’avant la crise. En mai 2014, le chômage dans la zone de l’OCDE représentait 7.4 % de la population active, soit seulement 1.1 point de pourcentage en-dessous de son pic conjoncturel et encore 1.8 point de pourcentage au-dessus de son niveau au début de la crise. Presque 45 millions de personnes sont actuellement au chômage dans la zone de l’OCDE, soit 12.1 millions de chômeurs de plus qu’à la fin de 2007. Un constat analogue apparaît sur le graphique 1.3 qui compare la variation du taux de chômage entre le début de la crise et le dernier trimestre de 2013 et la variation du chômage depuis le début de la crise à son point haut d’après-crise.

Graphique 1.3. Le chômage a commencé de décroître mais de plus amples progrès sont nécessaires

Note : Pays présentés par ordre croissant du taux de chômage courant (T4 2013) pour la partie A et par ordre croissant de l’écart maximum (pic spécifique au pays) pour la partie B.

a. Les 15 pays de l’OCDE membres de la zone euro.

b. Valeurs annuelles.

Source : Calculs de l’OCDE d’après la Base de données sur les Perspectives économiques de l’OCDE (http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142231

Néanmoins, les données les plus récentes concernant le chômage offrent des signes encourageants qui tendent à indiquer que le taux de chômage de la zone de l’OCDE est sans doute à nouveau orienté à la baisse, diminuant de 0.6 point de pourcentage depuis le milieu de 2013 après avoir été relativement stable, aux alentours de 8 %, pendant presque trois ans. Le taux de chômage dans la zone euro a atteint un maximum de 12 % avant de connaître une baisse limitée, s’établissant à 11.6 % en mai 2014. Les taux de chômage dans plusieurs pays de la zone euro particulièrement durement affectés par la crise sont aujourd’hui nettement en-deçà de leur pic conjoncturel, en particulier en Irlande (-3.1 points de pourcentage), au Portugal (-3.1), en Espagne (-1.2) et en Grèce (-1.1). Aux États-Unis, le chômage a reculé au cours des trois dernières années, mais le mouvement a pris de l’ampleur au cours des six derniers mois, et le taux de chômage s’établissait à 6.1 % en juin 2014, soit 3.9 points de pourcentage en-deçà de son pic conjoncturel mais encore 1.1 point de pourcentage au-dessus de son niveau d’avant-crise. Au Japon, le taux de chômage est tombé en-deçà de son niveau d’avant-crise, s’établissant à 3.5 % en mai 2014.

Les projections de l’OCDE publiées en mai 2014 donnent à penser que la récente baisse du chômage se poursuivra à son rythme actuel, le taux de chômage de la zone de l’OCDE s’établissant à 7.1 % au dernier trimestre de 2015 (graphique 1.3 et tableau 1.A1.2 de l’annexe). Le recul le plus marqué du chômage entre le T4 2013 et le T4 2015 est attendu en Espagne (-2.2 points de pourcentage), en Irlande (-2.1), aux États-Unis et en République slovaque (-1.1 dans les deux pays). Néanmoins, le chômage à fin 2015 devrait se maintenir à un très haut niveau aussi bien en Espagne (aux alentours de 24 %) qu’en Grèce (27 % environ). Dans plusieurs autres pays de la zone euro également, le chômage devrait se maintenir à un haut niveau, entre 10 et 15 %. Il s’agit de l’Italie, du Portugal, de la République slovaque et de la Slovénie, ainsi que de l’ensemble de la zone euro pour laquelle on anticipe un recul du taux de chômage qui passerait de 11.8 % à 11.2 % au dernier trimestre de 2015. Par contre, huit pays de l’OCDE devraient enregistrer un taux de chômage inférieur à 5 % d’ici la fin de 2015. Il s’agit de de l’Allemagne, l’Autriche, de la Corée, de l’Islande, du Japon, du Mexique, de la Norvège et de la Suisse.

Le fait que le taux d’emploi et le taux de chômage pour la zone de l’OCDE dans son ensemble délivrent à peu près le même message en ce qui concerne la reprise du marché du travail jusqu’à présent donne à penser que les variations du taux d’activité ont été relativement mineures dans l’ensemble de la zone de l’OCDE⁴. Cependant, il n’en va pas de même dans tous les pays. Le taux d’activité a beaucoup augmenté dans certains pays (Chili, Estonie et Turquie, par exemple), alors qu’il a nettement diminué dans d’autres (Danemark, États-Unis, Irlande, et Portugal, par exemple). Cela implique qu’évaluer l’ampleur de la reprise du marché du travail en termes de taux d’emploi ou de chômage peut apporter des réponses très différentes en fonction de l’évolution du taux d’activité et selon que cela reflète essentiellement des facteurs conjoncturels ou à plus long terme. Cette question a amplement été débattue dans plusieurs pays de l’OCDE et est examinée plus en détail dans l’encadré 1.1 pour ce qui concerne les États-Unis.

Encadré 1.1. Qu’est-ce qui explique des taux d’emploi obstinément bas aux États-Unis ?

Depuis le début de la crise financière mondiale, la part de la population d’âge actif dans l’emploi, aux États-Unis, s’est réduite de 5 points de pourcentage : elle est passée de 71.8 % en 2007 à 66.7 % en 2010 et, depuis, se maintient obstinément près de son point bas de la période de crise, ne se redressant que faiblement pour atteindre 67.3 % en 2013 (voir partie A du graphique ci-dessous). Savoir si cela reflète la faiblesse persistante de la demande globale ou plutôt d’autres tendances structurelles sous-jacentes est essentiel pour déterminer le rythme approprié de l’effort d’assainissement des finances publiques et le retrait progressif des mesures d’assouplissement quantitatif. Pour éclairer cette problématique, il est intéressant de décomposer la variation du taux d’emploi en une composante variation du chômage et une composante taux d’activité. Durant la période 2007-10, la montée du chômage et le recul du taux d’activité ont contribué à parts à peu près égales à la baisse du taux d’emploi. À partir de 2010, toutefois, le chômage a commencé à baisser, alors que la population active a continué de se réduire, ce qui explique la faible reprise du taux d’emploi. Peut-être cette configuration s’explique-t-elle par le fait que le chômage a baissé notamment parce que des demandeurs d’emploi se sont découragés de rechercher un emploi et sont sortis de la population active, mais peut-être le recul de la participation à la vie active s’explique-t-il tout autant par des facteurs structurels qui étaient déjà à l’œuvre avant la crise.

Décomposition de la variation de l’emploi aux États-Unis

Variation en points de pourcentage de la part dans la population d’âge actif selon la situation au regard de l’emploia, 2000-13

a. Les personnes découragées sont des personnes qui ne font pas partie de la population active et qui souhaiteraient travailler et sont disponibles pour un emploi et ont recherché un emploi, à un moment ou à un autre, au cours des 12 derniers mois, mais qui, actuellement, ne recherchent pas de travail parce qu’elles sont convaincues qu’il n’y a pas d’emploi disponible qui leur convienne. Les personnes en invalidité sont des personnes qui présentent au moins l’une des déficiences suivantes : sérieuses difficultés d’audition ou de vision (même avec des lunettes ou une aide auditive) ; sérieux problèmes de santé physique ou mentale ; sérieuses limitations de la mobilité physique.

Source : Calculs de l’OCDE d’après la Current Population Survey (CPS).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142254

Une comparaison avec les précédentes phases de reprise donne à penser que cette reprise n’a rien d’exceptionnel. S’il est vrai que la crise liée à l’éclatement de la bulle Internet, au début des années 2000, a été beaucoup moins grave que la récente crise financière mondiale et n’a pas suscité les mêmes inquiétudes à propos de la progression du chômage structurel, la configuration à l’époque était très semblable à celle observée actuellement. Si le taux de chômage a pratiquement retrouvé son niveau d’avant la crise liée à l’éclatement de la bulle Internet, les taux d’emploi et de participation à la vie active, en revanche, sont restés environ 2 points de pourcentage en-deçà de leur niveau d’avant-crise, en 2000, en raison de l’augmentation persistante de l’effectif scolarisé et du taux d’invalidité parmi les personnes d’âge actif.

Dans la phase actuelle de reprise, un tiers du recul du taux d’emploi enregistré depuis le début de la récente crise financière peut être imputé à une augmentation du taux de chômage, qui était de 2 points de pourcentage plus élevé, en 2013, qu’au début de la crise financière mondiale. L’écart en termes de taux de chômage depuis le début de la crise s’explique pour moitié par l’augmentation du nombre de personnes au chômage depuis plus d’un an (partie B). Le Congressional Budget Office (2014) estime que l’écart en termes de taux de chômage reflète pour moitié environ des facteurs conjoncturels liés au déficit de demande globale et, pour l’autre moitié, divers facteurs structurels – effet de stigmatisation et dépréciation des compétences des chômeurs de longue durée ; inadéquation entre les offres d’emploi et les demandes d’emploi en termes de professions et de localisation ; et, dans une moindre mesure, extension de la durée de versement des allocations chômage. Si l’augmentation du chômage structurel est un sujet de préoccupation majeur, on peut penser, toutefois, qu’il cessera peu à peu de progresser à mesure que la reprise économique s’installera.

Le déclin du taux d’emploi peut s’expliquer aux deux tiers par le recul du taux d’activité qui est d’environ 3 points de pourcentage inférieur à ce qu’il était au début de la crise. Et ce mouvement peut être mis en relation pour un tiers avec l’augmentation du taux de scolarisation ; pour un tiers avec l’augmentation du taux d’invalidité (autodéclarée) ; et, pour le reste, à l’effet conjugué de l’augmentation du nombre des travailleurs découragés et du nombre de personnes, en particulier des femmes, s’engageant dans des activités non rémunérées de soins aux proches et de prise en charge des tâches domestiques (partie C). Cependant, ces éléments en eux-mêmes ne disent pas grand-chose du caractère conjoncturel du recul de la participation à la vie active et de l’état de l’économie aux États-Unis de façon plus générale. Une partie du recul de la participation à la vie active est liée à des facteurs non conjoncturels ou structurels, comme la montée graduelle du taux de scolarisation qui reflète la poursuite de tendances observées dès avant la crise. En outre, l’augmentation du nombre de travailleurs découragés est relativement faible et ne s’est pas accentuée lorsque le chômage a commencé de décroître. Pour autant, un certain nombre d’études plus approfondies indiquent qu’il y a aussi une composante conjoncturelle dans le recul de la participation à la vie active qui va au-delà de la catégorie des travailleurs découragés (Aaronson et al., 2012 ; van Zandweghe, 2012 ; Bengali et al., 2014 ; Blanchflower et Posen, 2014).

Au total, la reprise sur le marché du travail aux États-Unis semble loin d’être achevée, même si l’on s’interroge sur l’ampleur exacte de la sous-utilisation des capacités en termes à la fois de chômage et de participation à la vie active. Les interrogations concernant l’ampleur, actuellement, de la sous-utilisation des capacités sur le marché du travail font qu’il est très difficile de prévoir l’évolution de l’emploi et du chômage à moyen terme. Les projections de l’OCDE publiées en mai 2014 postulent qu’à hauteur de 1 point de pourcentage le recul du taux d’activité (population âgée de 15 ans et plus) est conjoncturel. On s’attend que la marge actuelle de sous-utilisation de la main-d’œuvre sera résorbée d’ici la fin 2015 et que la population active se stabilisera à un niveau proche de son niveau actuel.

Le manque de vigueur de la reprise sur le marché du travail se manifeste aussi par une augmentation substantielle du chômage de longue durée. Au dernier trimestre de 2013, plus d’un chômeur sur trois dans la zone de l’OCDE était sans travail depuis 12 mois ou plus. Cela représente 16.7 millions de personnes, soit un effectif presque deux fois plus nombreux qu’au début de la crise. L’augmentation la plus forte du chômage de longue durée a été enregistrée dans les pays où le marché du travail a été particulièrement durement touché par la crise financière mondiale. Aux États-Unis, la proportion de chômeurs sans emploi depuis un an ou plus est passée d’un peu moins de 10 % au T4 2007 à un niveau record pour la période d’après-guerre aux alentours d’un tiers au T3 2011, avant de redescendre à 26 % au T4 2013. De même, la part du chômage de longue durée entre le T4 2007 et le T4 2013 est passée de 19 % à 52 % en Espagne, de 29 % à 62 % en Irlande, de 5 % à 24 % en Islande et de 5 % à 12 % en Nouvelle-Zélande. Par contre, la fréquence du chômage de longue durée a baissé dans un tiers des 33 pays de l’OCDE pour lesquels les données sont disponibles. L’Allemagne est le pays où la réduction a été la plus forte, étant aussi le pays où l’impact de la récession mondiale sur le marché du travail a été relativement modeste, outre que le taux de chômage de longue durée dans ce pays avait déjà commencé à décroître avant la crise. Néanmoins, le chômage de longue durée reste un défi pour l’Allemagne car son incidence excède toujours la moyenne de l’OCDE de près de 10 points de pourcentage. La fréquence du chômage de longue durée est particulièrement préoccupante en raison des difficultés qu’il engendre pour les individus concernés et leurs familles, outre qu’il risque de contribuer à l’augmentation du chômage structurel du fait d’une dépréciation des qualifications et d’une perte de motivation à rechercher et trouver un emploi.

Graphique 1.4. Le chômage de longue durée se maintient à un niveau élevé

Personnes au chômage depuis un an ou plus en pourcentage du chômage total, T4 2007 et T4 2013a, b

Note : Les pays sont présentés par ordre croissant de la fréquence du chômage de longue durée au T4 2013.

a. Les données ne sont pas corrigées des variations saisonnières mais lissées sur la base de moyennes mobiles sur trois trimestres. La valeur OCDE est la moyenne pondérée pour 33 pays de l’OCDE à l’exclusion du Chili.

b. 2013 pour Israël.

Source : Calculs de l’OCDE d’après les enquêtes nationales sur la population active.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142242

2. Quelle est la part structurelle de la hausse toujours marquée du chômage ?

Dans les pays où le taux d’emploi n’a pas encore renoué avec son niveau d’avant la crise, la question clé qui se pose est de déterminer la part de la hausse du chômage imputable à des facteurs conjoncturels, qui devraient se dissiper rapidement à mesure que la reprise économique s’accélèrera, et la part liée à des facteurs structurels, qui pourraient prendre plusieurs années à disparaître même après que l’économie se sera complètement rétablie. Bien que cela soit difficile, il est crucial d’évaluer l’importance des facteurs conjoncturels et structurels pour analyser l’évolution de l’emploi et du chômage depuis le début de la crise. Néanmoins, l’estimation de ces différentes composantes devrait comporter une part d’incertitude considérable, quelle que soit l’approche retenue.

Si la montée du chômage reste en grande partie conjoncturelle, sa dimension structurelle est de plus en plus importante

Pour mesurer le chômage structurel, on utilise notamment le taux de chômage non accélérateur de l’inflation (non-accelerating inflation rate of unemployment ou NAIRU), c’est-à-dire le taux de chômage compatible avec un taux d’inflation constant. Les estimations du NAIRU variables dans le temps calculées par l’OCDE sont fondées sur une équation de forme réduite de la courbe de Phillips, qui établit un lien entre l’inflation et l’écart de taux de chômage. Plus précisément, comme le préconise Laubach (2001), le NAIRU est modélisé en tant que variable aléatoire latente en vertu de sa capacité à expliquer les fluctuations inflationnistes. Cette approche permet d’aboutir à des estimations relativement précises du NAIRU sans avoir à spécifier explicitement tous les facteurs susceptibles d’influer sur son évolution (Richardson et al., 2000 ; Guichard et Rusticelli, 2011). Le graphique 1.5 présente l’évolution estimée du NAIRU et l’évolution constatée du taux de chômage depuis le début de la crise financière mondiale. En Espagne, en Grèce et au Portugal, le NAIRU a enregistré une progression significative, de 3 points de pourcentage ou plus, tandis qu’il n’a augmenté que de un à trois points en Hongrie, en Irlande, en Islande, en Italie, en Nouvelle-Zélande et en Slovénie. À l’exception de la Hongrie, le NAIRU, dans les pays où l’on estime qu’il a augmenté, n’a pas contribué à plus de la moitié de la hausse totale du chômage.

Graphique 1.5. La montée du chômage reste en grande partie conjoncturelle mais sa dimension structurelle progresse

Variation, en points de pourcentage, du NAIRU depuis le début de la crise financière mondiale, 2008-13

Note : NAIRU : Taux de chômage non accélérateur de l’inflation. Les pays sont classés par ordre croissant en fonction de la variation du taux de chômage.

a. Agrégat correspondant à 15 pays de l’OCDE appartenant à la zone euro.

Source : Calculs de l’OCDE, d’après la Base de données sur les Perspectives économiques de l’OCDE (http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142262

Une autre approche consiste à définir le chômage structurel comme le taux de chômage atteint en situation d’équilibre, c’est-à-dire lorsque la demande de main-d’œuvre des employeurs est égale à l’offre, sous l’effet de frictions d’appariement. Si ces deux approches sont censées converger à long terme, elles peuvent, à court terme, aboutir à des évaluations très différentes du niveau de chômage structurel. La suite de cette section analyse dans quelle mesure le chômage structurel a progressé depuis le début de la crise financière mondiale, en se fondant sur la seconde approche.

L’efficience de l’appariement entre offres et demandes d’emploi pourrait avoir diminué dans certains pays touchés par une forte poussée du chômage de longue durée

Le graphique 1.6 illustre la relation entre le chômage et le taux de vacance d’emplois du T1 2000 au T4 2013 dans certains pays de l’OCDE, tandis que le graphique 1.A3.1 de l’annexe en ligne (OCDE, 2014b) fournit les mêmes informations pour un plus grand nombre de pays⁵. En période de ralentissement économique, le chômage augmente tandis que les emplois vacants diminuent. En période de reprise, c’est l’inverse qui se produit. C’est pourquoi lorsque la relation entre les emplois vacants et le chômage est retracée sur l’ensemble du cycle économique, la courbe produite a une pente négative : il s’agit de la courbe de Beveridge. Un déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge implique qu’un nombre donné d’emplois vacants est associé à un niveau de chômage plus élevé et qu’il est plus difficile pour les demandeurs d’emploi de trouver des offres qui leur conviennent (et pour les entreprises de trouver des candidats qualifiés pour pourvoir les postes vacants). On peut donc interpréter cette situation comme une baisse de l’efficience de l’appariement des offres et des demandes d’emploi.

Graphique 1.6. La courbe de Beveridge se déplace vers l’extérieur dans certains pays seulement

Pourcentage de la population active

a. Pour la Nouvelle-Zélande, le taux de vacance d’emploi correspond à l’indice des vacances d’emploi divisé par l’indice de la population active, tous deux fondés sur le T1 2000.

b. Pour le Portugal (T2 2011) et l’Espagne (T1 2010), les ruptures de séries pour les données relatives aux emplois vacants ont été lissées pour garantir la comparabilité des séries chronologiques.

Source : Estimations de l’OCDE d’après la Base de données de l’OCDE sur les Statistiques de court terme sur le marché du travail (http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr) et sur les estimations nationales. Voir l’annexe 1.A3 en ligne sur OCDE (2014b, www.oecd.org/emploi/perspectives) pour de plus amples informations.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142272

Le graphique 1.6 montre que depuis le début de la crise financière mondiale, les pays se sont dans un premier temps déplacés vers le bas de la courbe de Beveridge, sous l’effet de la hausse du chômage et de la diminution des emplois vacants. Certains pays dont le marché du travail donne des signes de reprise, comme l’Estonie et, plus récemment, le Portugal, ont amorcé une remontée le long de la courbe de Beveridge. Toutefois, dans d’autres pays comme les États-Unis, la Nouvelle-Zélande, le Royaume-Uni et la Suède, la baisse du chômage s’est accompagnée d’un déplacement vers l’extérieur marqué de la courbe de Beveridge⁶.

Pour mieux comprendre les facteurs qui influent sur la courbe de Beveridge, deux séries de courbes ont été élaborées (voir les graphiques 1.A3.2 et 1.A3.3 de l’annexe en ligne dans OCDE, 2014b). La première série est composée d’une courbe de Beveridge de court terme utilisée pour déterminer dans quelle mesure la variation de la fréquence du chômage de longue durée peut être associée à un déplacement de la courbe de Beveridge. La courbe de Beveridge de court terme est fondée sur le nombre de personnes au chômage depuis moins d’un an en proportion de la population active plutôt que sur le taux de chômage global. La deuxième série repose sur une courbe contrefactuelle qui maintient le taux d’entrée au chômage à son niveau initial, conformément à l’approche utilisée par Elsby et al. (2014)⁷. Il peut être important de maintenir le taux d’entrée au chômage à un niveau constant étant donné que ses variations à la hausse ou à la baisse peuvent aussi entraîner un déplacement de la courbe de Beveridge, sans avoir d’incidence sur l’efficience de l’appariement des offres et des demandes d’emploi. Plus précisément, toute hausse du taux d’entrée au chômage entraîne un déplacement de la courbe de Beveridge vers l’extérieur, alors qu’une baisse du taux d’entrée au chômage se traduit par un déplacement de la courbe vers l’intérieur.

S’agissant des quatre pays pour lesquels on observe un déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge, la comparaison avec les deux séries de courbes aboutit à deux conclusions clés :

L’élimination des fluctuations du taux d’entrée au chômage laisse à penser que la dégradation de l’efficience de l’appariement aux États-Unis, en Nouvelle-Zélande et au Royaume-Uni est encore plus prononcée que ne l’indique le graphique 1.6⁸. Toutefois, en Suède, l’élimination de ces fluctuations fait disparaître le déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge. Dans ces conditions, les fluctuations du taux d’entrée au chômage n’expliquent pas le déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge constaté dans les trois pays anglophones.

Aux États-Unis et au Royaume-Uni, le déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge semble, dans une large mesure, lié à la fréquence croissante du chômage de longue durée (graphique 1.4)⁹, 10. En effet, plus le chômage dure, plus la probabilité de trouver un emploi diminue. Si la fréquence du chômage de longue durée peut être systématiquement associée à un déplacement de la courbe de Beveridge, il est a priori difficile de déterminer si elle est la cause de la dégradation de l’efficience du processus d’appariement entre les offres et les demandes d’emploi ou, plutôt, si elle en est le résultat. En l’absence de données concrètes sur l’importance relative de chacune de ces possibilités, les mesures de lutte contre le chômage devraient se concentrer à la fois sur les initiatives ciblées sur les chômeurs de longue durée et sur les programmes visant à réduire les frictions d’appariement d’une manière générale et, partant, à empêcher en premier lieu la montée du chômage de longue durée¹¹.

En effet, sans une aide complémentaire ciblée, le risque que les chômeurs de longue durée quittent totalement le marché du travail est élevé. Par exemple, Krueger et al. (2014) montrent qu’aux États-Unis, les demandeurs d’emploi au chômage depuis six mois ou plus ont deux fois plus de chances de quitter le marché du travail que de retrouver un emploi après 15 mois. Par ailleurs, ceux qui trouvent du travail occupent généralement le même type d’emploi dans le même secteur qu’auparavant. Il semble donc que les chômeurs de longue durée doivent faire face à des obstacles importants en termes de mobilité professionnelle.

Il est difficile de déterminer, à première vue, si la majorité des pays de la zone euro qui connaissent encore une détérioration de leur marché du travail sous l’effet de la crise de la dette souveraine continuent de se déplacer vers le bas de la courbe de Beveridge ou si cette dernière s’est simultanément déplacée vers l’extérieur. Pour répondre à cette question, il est utile de réaliser une estimation de la fonction d’appariement sur laquelle repose la courbe de Beveridge fondée sur un taux d’entrée au chômage constant. Cette estimation permet également d’évaluer dans quelle mesure les fluctuations de la vitesse à laquelle les chômeurs trouvent un emploi et les employeurs pourvoient leurs postes vacants sont liées à des facteurs conjoncturels ou à une évolution de l’efficience du processus d’appariement¹².

Néanmoins, la dégradation des perspectives d’obtention d’un emploi pour les chômeurs tient encore, pour moitié ou plus, à des facteurs conjoncturels

La « fonction d’appariement » fait le lien entre le taux d’obtention d’un emploi des chômeurs et les tensions sur le marché du travail, définies comme le rapport entre le nombre d’emplois vacants et le nombre de chômeurs. Le graphique 1.7 illustre l’évolution du taux d’obtention d’un emploi des chômeurs entre le T4 2007 et le T4 2013. On distingue, dans le cadre de cette évolution, la part liée aux facteurs conjoncturels et celle qui résulte d’une variation de l’efficience du processus d’appariement. On mesure la part liée aux facteurs conjoncturels en appliquant, à l’évolution constatée des tensions sur le marché du travail depuis la crise, l’impact estimé, sur le taux d’obtention d’un emploi, des tensions sur le marché du travail au moyen des données couvrant la période antérieure à la crise¹³. La part qui correspond à la variation de l’efficience de l’appariement est représentée par la différence entre la variation constatée du taux d’obtention d’un emploi et la dimension conjoncturelle prédite.

Graphique 1.7. Les perspectives d’emploi peu favorables reflètent une demande globale atone et une dégradation de l’efficience de l’appariement

Variation constatée et estimée, en points de pourcentage, du taux d’obtention d’un emploi, entre le T4 2007 et le T4 2013a

a. Le taux d’obtention d’un emploi se mesure par la probabilité qu’une personne sans emploi sorte du chômage dans un trimestre donné. La variation du taux d’obtention d’un emploi est décomposée entre la part liée au cycle économique et la part imputable à l’évolution de l’efficience du processus d’appariement entre offres et demandes d’emploi. La part conjoncturelle est estimée en appliquant, à l’évolution constatée des tensions sur le marché du travail depuis la crise, l’impact estimé, sur le taux d’obtention d’un emploi, des tensions sur le marché du travail au moyen des données couvrant la période antérieure à la crise. La différence entre la variation constatée du taux d’obtention d’un emploi et la variation liée aux facteurs conjoncturels correspond à la variation de l’efficience de l’appariement.

Source : Estimations de l’OCDE d’après la Base de données de l’OCDE sur les Statistiques de court terme sur le marché du travail (http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr) et sur les estimations nationales relatives aux emplois vacants.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142281

Dans la majorité des pays, le taux d’obtention d’un emploi était toujours, fin 2013, largement inférieur au niveau observé juste avant la crise. C’est en Australie, aux États-Unis et en Nouvelle-Zélande que le taux d’obtention d’un emploi était le plus bas par rapport à son niveau d’avant la crise, tandis qu’il était supérieur à son niveau d’avant la crise en Allemagne, en Hongrie et en Suisse. Dans les pays où le taux d’obtention d’un emploi était encore largement en deçà de son niveau d’avant la crise, la contraction est imputable à hauteur de moitié ou plus à des facteurs conjoncturels, le reste étant attribuable à une dégradation de l’efficience de l’appariement. Il semble donc que la demande globale demeure la principale cause des perspectives d’emploi défavorables des chômeurs dans de nombreux pays de l’OCDE. Mais ces données laissent aussi à penser que l’efficience de l’appariement entre offres et demandes d’emploi s’est considérablement dégradée dans plusieurs pays, notamment ceux où le taux d’obtention d’un emploi était largement inférieur à son niveau d’avant la crise, comme les États-Unis et la Nouvelle-Zélande. À titre de comparaison, dans certains pays comme l’Allemagne et la Suisse, l’efficience de l’appariement semble s’être améliorée pendant la crise, ce qui pourrait s’expliquer par la diminution progressive de la fréquence du chômage de longue durée dans ces pays. Ces résultats sont globalement conformes à l’analyse des courbes de Beveridge présentée ci-dessus.

Comme le souligne Diamond (2013), la persistance ou la disparition de cette dégradation estimée de l’efficience de l’appariement une fois que le marché du travail aura retrouvé une situation d’équilibre dépendront des facteurs à l’origine même de cette dégradation. L’analyse présentée dans l’encadré 1.2 laisse à penser que l’inadéquation sectorielle entre offres et demandes d’emploi a fortement augmenté au lendemain de la crise financière mondiale, pour se résorber ensuite largement dans les pays où le marché du travail a commencé à se redresser courant 2010. Dans les pays où ce redressement n’a débuté que plus récemment, il est plus difficile de déterminer si l’augmentation de l’inadéquation sectorielle entre offres et demandes d’emploi tient à un décalage temporaire entre les offres d’emploi et les demandeurs d’emploi dans tous les secteurs ou si elle perdurera après que la reprise du marché du travail se sera installée.

Encadré 1.2. Inadéquation sectorielle

La variation de l’efficience de l’appariement peut s’expliquer soit par une évolution de la composition du chômage selon la durée, soit par une évolution de l’inadéquation entre offres et demandes d’emploi. L’inadéquation correspond au décalage entre les emplois vacants et les demandeurs d’emploi dans différents segments du marché du travail. Ces segments peuvent correspondre à des secteurs d’activité, des professions, des régions ou des compétences. Le présent encadré examine le rôle potentiel de l’inadéquation sectorielle entre offres et demandes d’emploi dans l’efficience du marché du travail.

Conformément aux méthodes utilisées par Jackman et Roper (1987) et Lazear et Spletzer (2012), l’inadéquation sectorielle M correspond à la moitié de la somme des écarts absolus de la part du chômage et de la part des emplois vacants pour chaque secteur i :

L’indice d’inadéquation sectorielle est compris entre 0 et 1. Lorsqu’il est égal à zéro, il n’existe aucune inadéquation et le ratio emplois vacants/chômeurs dans chaque secteur équivaut à celui observé à l’échelon national. Lorsque l’indice est égal à 1, la moitié des secteurs sont caractérisés par des vacances d’emploi nulles et un chômage positif tandis que l’autre moitié enregistre un chômage nul et des vacances d’emploi positives. L’indice est divisé par deux de manière à ce qu’il puisse être compris entre 0 et 1. Les variations proportionnelles du chômage et des vacances d’emplois communes à tous les secteurs n’ont pas d’incidence sur l’indice d’inadéquation.

L’indice d’inadéquation sectorielle est calculé au moyen des données annuelles d’Eurostat relatives au chômage et aux emplois vacants dans cinq grands groupes de secteurs d’activité dans 11 pays européens et en utilisant les données du JOLTS dans 17 industries pour les États-Unis. Le graphique ci-après propose une synthèse des résultats en comparant l’évolution moyenne de l’inadéquation sectorielle en Europe avec celle observée aux États-Unis depuis 2005. Il montre dans les deux régions une augmentation brutale de l’inadéquation sectorielle entre offres et demandes d’emploi au lendemain de la crise financière mondiale, avec un pic atteint en 2009. Après 2009, l’inadéquation sectorielle a diminué progressivement pour rejoindre son niveau d’avant la crise. Cependant, en Europe l’inadéquation sectorielle est repartie à la hausse en 2012 sous l’effet de déséquilibres croissants dans les pays, comme la Grèce et le Portugal, tandis qu’elle a continué à se résorber aux États-Unis et dans la plupart des autres pays européens.

L’inadéquation sectorielle décrit une tendance cyclique

Indice d’inadéquation sectorielle, 2005-13

.. Non disponible.

a. Moyenne non pondérée pour 11 pays européens : Allemagne, Estonie, Finlande, Grèce, Hongrie, Pays-Bas, Portugal, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni et Slovénie.

Source : Estimations de l’OCDE d’après la Base de données sur les Vacances d’emploi d’Eurostat et sur l’enquête sur les forces de travail de l’Union européenne ; et pour les États-Unis sur le Job Openings and Labor Turnover Survey (JOLTS) et la Current Population Survey (CPS).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142292

La nature très cyclique de l’inadéquation sectorielle est confirmée par de précédentes études réalisées pour les États-Unis, fondées sur une classification plus détaillée des secteurs d’activité (Lazear et Spletzer, 2012 ; Sahin et al., 2014 par exemple). Cette classification reflète dans une large mesure les différences entre les secteurs en termes de sensibilité du chômage et des vacances d’emploi à l’évolution du cycle économique. D’une manière générale, il ne semble pas jusqu’à présent que les modifications structurelles dans la composition des secteurs d’activité se sont traduites par un décalage persistant entre les offres et les demandes d’emploi dans tous les secteurs ni qu’elles ont abouti à une forte progression du chômage structurel. Néanmoins, il est encore trop tôt pour déterminer si l’inadéquation sectorielle se résorbera aussi rapidement dans les pays où le marché du travail n’a commencé à se stabiliser que récemment.

Conclusions

Si la reprise économique s’affermit graduellement et s’étend, les marchés du travail, néanmoins, ne se sont redressés que modérément. La reprise économique est restée trop faible, dans une large mesure, pour engendrer une nette amélioration de l’emploi. Le PIB est toujours très en-deçà de son potentiel dans la plupart des pays, et le nombre des emplois vacants par rapport au nombre de chômeurs à la recherche d’un emploi reste déprimé. Promouvoir la demande globale reste, par conséquent, une priorité politique majeure pour l’action publique dans de nombreux pays de l’OCDE.

Cependant, dans un certain nombre de pays de l’OCDE, il apparaît aussi de plus en plus qu’une partie de l’augmentation conjoncturelle du chômage est devenue structurelle, ce qui signifie qu’il sera plus difficile d’inverser la tendance même lorsque la reprise économique gagnera en vigueur. Il est particulièrement préoccupant de penser que l’efficience de l’appariement – autrement dit la facilité avec laquelle les demandeurs d’emploi trouvent du travail et accèdent aux emplois vacants – a sans doute commencé à se dégrader. C’est particulièrement le cas dans des pays comme les États-Unis et la Nouvelle-Zélande qui ont été durement frappés par la crise financière mondiale et où la fréquence du chômage de longue durée a notablement augmenté. Une efficience d’appariement dégradée peut sans doute refléter l’impact croissant des inadéquations en termes de qualification, de secteur et de région sur le chômage. Cependant, cela pourrait aussi résulter du fait que certains chômeurs de longue durée se sont découragés et ne recherchent plus un emploi avec autant d’intensité. En outre, il peut y avoir discrimination à leur encontre de la part des employeurs désireux de pourvoir des emplois vacants, qui auront le sentiment que le fait d’être resté longtemps sans travail traduit une difficulté d’employabilité. S’il est probable qu’il existe une forte relation entre une dégradation observée de l’efficience d’appariement et la fréquence du chômage de longue durée, on ne saurait dire dans quel sens joue la relation de cause à effet.

Le fort impact du chômage de longue durée sur l’efficience d’appariement et le risque accru que le chômage de longue durée n’induise tout simplement un retrait de la vie active donnent à penser que les pays devraient être particulièrement attentifs aux politiques axées sur les chômeurs de longue durée. Ce type de politique peut nécessiter une approche plus intensive, personnalisée, des cas – avec, par exemple, des entretiens réguliers en face à face et l’élaboration de plans d’action individuels – et des mesures destinées à pallier les déficiences, fondées sur l’acquisition de compétences et d’une expérience professionnelle. On a des exemples de ce type de dispositif axé sur les chômeurs de longue durée avec le Work Experience Phase, en Australie, et le Work Programme, au Royaume-Uni. Pour une analyse plus approfondie des politiques en direction des chômeurs de longue durée, voir OCDE (2013).

Notes

 1. Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

 2. Ainsi, on mesure la contribution de la variation pondérée en fonction de l’effectif du taux d’emploi de chaque groupe à la variation du taux d’emploi global plutôt que la variation effective du taux d’emploi au sein de chaque groupe.

 3. Une décomposition par sexe est moins intéressante car la part de l’un et l’autre sexes dans la population est pratiquement constante au fil du temps. Par conséquent, l’effet composition est négligeable. Le recul du taux d’emploi global est en grande partie imputable aux hommes en raison de leur prépondérance dans l’emploi et parce qu’ils ont été plus durement touchés durant la crise. Voir tableau 1.A2.1 dans OCDE (2014b) pour plus de précisions.

 4. La reprise apparaît éventuellement un peu plus vigoureuse en termes de chômage qu’en termes d’emploi, reflétant en cela le léger déclin de la participation à la vie active.

 5. Les données relatives aux emplois vacants sont disponibles pour 24 pays de l’OCDE, mais elles ne sont pas totalement comparables puisqu’elles sont fondées sur des méthodes et des concepts différents en matière de collecte de données. Néanmoins, elles conviennent à des analyses axées sur la courbe de Beveridge qui visent principalement à étudier l’évolution dans le temps des liens entre chômage et taux de vacance d’emplois dans chaque pays. Les données relatives aux vacances d’emploi, qui correspondent aux emplois non pourvus, sont communiquées par les employeurs aux agences publiques pour l’emploi dans dix pays et ne peuvent donc offrir une couverture exhaustive de l’ensemble des emplois vacants. Dans 13 pays, les données collectées proviennent des enquêtes réalisées auprès des employeurs (Australie, États-Unis et Suisse, plus dix pays de l’Union européenne). Pour la Nouvelle-Zélande, les données relatives aux vacances d’emploi sont tirées d’un indice en ligne nommé « Help-Wanted », qui repose sur les offres d’emploi publiées sur les sites spécialisés. Une description détaillée des statistiques relatives aux emplois vacants utilisées dans le présent chapitre est disponible dans le tableau 1.A3.1 de l’annexe web (OCDE, 2014b).

 6. Hobijn et Sahin (2013) constatent un déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge dans quatre pays de l’OCDE sur quatorze : Espagne, États-Unis, Portugal et Royaume-Uni.

 7. L’objectif consiste à éliminer tout déplacement vertical de la courbe de Beveridge sous l’effet de la variation du taux d’entrée au chômage. Pour ce faire, il convient dans un premier temps de considérer qu’à l’équilibre la variation du taux de vacance d’emplois v induite par la fluctuation du taux d’entrée au chômage λ pour un niveau donné de chômage peut être représentée par le facteur 1/(1 – α), où α correspond à l’élasticité de la fonction d’appariement au regard du chômage. En maintenant le taux d’entrée constant à son niveau initial, on peut construire une série ajustée du taux de vacance d’emplois, qui élimine l’impact de la variation du taux d’entrée au chômage sur le taux de vacance d’emplois au moyen de l’équation , tout en retenant une valeur de 0.5 pour l’élasticité de la fonction d’appariement, conformément à la revue des travaux empiriques réalisée par Petrongolo et Pissarides (2001).

 8. Conformément aux données fournies par Elsby et al. (2014) pour les États-Unis.

 9. Conformément aux analyses de Ghayad et Dickens (2012), Elsby et al. (2014) et Krueger et al. (2014) pour les États-Unis. En fait, ces études suggèrent que la durée du chômage explique en totalité le déplacement vers l’extérieur de la courbe de Beveridge.

 10. L'incidence accrue du chômage de longue durée et le déclin correspondant du degré estimé de l'efficience du processus d'appariement au Royaume-Uni peut en partie refléter la suppression du New Deal for Adults en 2009-10.

 11. Le rôle joué par les mesures de garantie de revenu dans ce contexte n’est pas clair. D’un côté, les mesures de garantie de revenu de longue durée tendent à avoir un effet négatif sur l’efficience du processus d’appariement en dissuadant les chômeurs de longue durée de rechercher activement un emploi. De l’autre, elles peuvent contribuer à maintenir le lien des chômeurs de longue durée avec le marché du travail, surtout si elles sont accompagnées par des obligations de recherche d’emploi, une aide à la recherche d’emploi et des mesures visant à améliorer l’employabilité des chômeurs.

 12. Malheureusement, il n’a pas été possible de réaliser ces estimations pour la Grèce et l’Espagne, en raison des incertitudes relatives à la qualité des données sur les emplois vacants en Grèce et des ruptures dans les séries de données après 2007 en Espagne.

 13. Pour ce faire, il convient d’utiliser un modèle de régression consistant à régresser le logarithme du taux d’obtention d’un emploi sur une constante et le logarithme des tensions sur le marché du travail pays-par-pays en utilisant des données trimestrielles couvrant la période antérieure à la crise. Le coefficient du logarithme des tensions sur le marché du travail fournit une indication sur l’élasticité du processus d’appariement, tandis que la constante est représentative de l’efficience de ce processus. Cette spécification impose un rendement d’échelle constant pour la fonction d’appariement, conformément aux analyses de Petrongolo et Pissarides (2001).

Références

Aaronson, D., J. Davis et L. Hu (2012), « Explaining the Decline in the US Labor Force Participation Rate », Chicago Fed Letter, n° 296, Federal Reserve Bank of Chicago.

Bengali, L., M. Daly et R. Valletta (2014), « Will Labor Force Participation Bounce Back? », Economic Letter, Federal Reserve Bank of San Francisco (FRBSF).

Blanchflower, D.G. et A.S. Posen (2014), « Wages and Labor Market Slack: Making the Dual Mandate Operational », PIIE Policy Brief.

CBO (2014), « The Slow Recovery of the Labour Market », US Congressional Budget Office, février, disponible à l’adresse www.cbo.gov/sites/default/files/cbofiles/attachments/45011-LaborMarketReview.pdf.

Diamond, P. (2013), « Cyclical Unemployment, Structural Unemployment », Working Paper, n° 13-x, Federal Reserve Bank of Boston, 30 mai.

Elsby, M., R. Michaels et D. Ratner (2014), « The Beveridge Curve: A Survey », Journal of Economic Literature, à paraître.

Erceg, C. et A. Levin (2013), « Labor Force Participation and Monetary Policy in the Wake of the Great Recession », IMF Working Paper, n° WP/13/245, juillet.

Ghayad, R. et W. Dickens (2012), « What Can We Learn by Disaggregating the Unemployment-Vacancy Relationship? », Public Policy Briefs, n° 12-3, Federal Reserve Bank of Boston, octobre.

Gordon, R.J. (2013), « The Phillips Curve is Alive and Well: Inflation and the NAIRU During the Slow Recovery », NBER Working Papers, n° 19390, National Bureau of Economic Research, Cambridge, États-Unis.

Guichard, S. et E. Rusticelli (2011), « Reassessing the NAIRUs after the Crisis », Documents de travail du Département des affaires économiques de l’OCDE, n° 918, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5kg0kp712f6l-en.

Hobijn, B. et A. Sahin (2013), « Beveridge Curve Shifts across Countries since the Great Recession », IMF Economic Review, vol. 61, n° 4, pp. 566-600.

Jackman, R. et S. Roper (1987), « Structural Unemployment », Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol. 49, pp. 9-36.

Krueger, A.B., J. Cramer et D. Cho (2014), « Are the Long-term Unemployed on the Margins of the Labour Market? », Brooking Panel on Economic Activity, 20-21 mars.

Laubach, T. (2001), « Measuring the NAIRU: Evidence from Seven Economies », Review of Economics and Statistics, vol. 83, n° 2, pp. 218-231, mai.

Lazear, E.P. et J.R. Spletzer (2012), « The United States Labour Market: Status Quo or New Normal? », NBER Working Paper, n° 18386, National Bureau of Economic Research, Cambridge, États-Unis.

OCDE (2014a), Perspectives économiques de l’OCDE, vol. 2014/1, Éditions OCDE, Paris, mai, www.oecd-ilibrary.org/fr/economics/perspectives-economiques-de-l-ocde-volume-2014-issue-1_eco_outlook-v2014-1-fr.

OCDE (2014b), « Point sur la situation du marché du travail – Documentation complementaire », annexes 1.A2 et 1.A3 du chapitre 1 des Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2014, disponibles en ligne uniquement sur le site www.oecd.org/emploi/perspectives.

OCDE (2013), « Activation Strategies for Stronger and More Inclusive Labour Markets in G20 Countries: Key Policy Challenges and Good Practices », Document préparé pour le Groupe de travail pour l’emploi du G20, juillet, www.oecd.org/els/emp/G20-2013ReportActivation.pdf.

Petrongolo, B. et C. Pissarides (2001), « Looking into the Black Box: A Survey of the Matching Function », Journal of Economic Literature, vol. 39, pp. 390-431.

Richardson, P., L. Boone, C. Giorno, M. Meacci, D. Rae et D. Turner (2000), « The Concept, Policy Use and Measurement of Structural Unemployment: Estimating a Time Varying NAIRU Across 21 OECD Countries », Documents de travail du Département des affaires économiques de l’OCDE, n° 250, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/785730283515.

Sahin, A., J. Song, G. Topa et G.L. Violante (2014), « Mismatch Unemployment », American Economic Review, à paraître.

van Zandweghe, W. (2012), « Interpreting the Recent Decline in Labor Force Participation », Kansas City Economic Review, Federal Reserve Board (FRB), premier trimestre.

Références des bases de données

OCDE (2014a), « Perspectives économiques de l’OCDE n° 95 », Statistiques et projections de l’OCDE sur les perspectives économiques (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr.

OCDE (2014b), « Main-d’œuvre : Statistiques sur le marché du travail », Principaux indicateurs économiques (bases de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr.

Annexe 1.A1.

Complément d’information

Tableau 1.A1.1. Évolutions macroéconomiques récentes et prévisions
| A. Croissance du PIB réel | B. Écart de production de l’ensemble de l’économie
| 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013 | 2014 | 2015 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013 | 2014 | 2015
OCDE | 2.7 | 0.2 | -3.5 | 3.0 | 2.0 | 1.5 | 1.3 | 2.2 | 2.8 | 3.1 | 1.3 | -3.8 | -2.4 | -2.0 | -2.2 | -2.5 | -2.2 | -1.6
Zone euroa | 3.0 | 0.2 | -4.4 | 1.9 | 1.6 | -0.6 | -0.4 | 1.2 | 1.7 | 3.5 | 2.3 | -3.0 | -1.9 | -1.1 | -2.3 | -3.4 | -3.1 | -2.6
Australie | 4.7 | 2.5 | 1.6 | 2.3 | 2.6 | 3.6 | 2.4 | 2.6 | 2.9 | 2.1 | 1.1 | -0.4 | -1.1 | -1.4 | -1.0 | -1.6 | -2.1 | -2.3
Autriche | 3.7 | 0.9 | -3.5 | 1.9 | 2.9 | 0.7 | 0.4 | 1.5 | 2.1 | 4.2 | 3.2 | -2.0 | -1.8 | -0.6 | -1.7 | -2.9 | -3.2 | -2.8
Belgium | 2.9 | 1.0 | -2.8 | 2.3 | 1.8 | -0.1 | 0.2 | 1.5 | 1.9 | 2.8 | 2.4 | -1.6 | -0.3 | 0.4 | -0.9 | -1.9 | -1.7 | -1.3
Canada | 2.0 | 1.2 | -2.7 | 3.4 | 2.5 | 1.7 | 2.0 | 2.5 | 2.7 | 2.0 | 1.2 | -3.0 | -1.4 | -0.7 | -0.9 | -0.8 | -0.4 | 0.2
Chili | 5.2 | 3.2 | -0.9 | 5.7 | 5.7 | 5.4 | 4.2 | 3.6 | 4.2 | 3.7 | 2.1 | -2.9 | -1.2 | 0.4 | 1.4 | 1.1 | 0.2 | -0.1
République tchèque | 5.7 | 2.9 | -4.4 | 2.3 | 1.8 | -0.9 | -0.9 | 1.2 | 2.4 | 6.2 | 6.1 | -0.6 | 0.0 | 0.2 | -2.1 | -4.4 | -4.8 | -4.5
Danemark | 1.6 | -0.8 | -5.7 | 1.4 | 1.1 | -0.4 | 0.4 | 1.4 | 1.8 | 4.9 | 2.9 | -3.6 | -2.7 | -2.2 | -3.0 | -3.2 | -2.6 | -1.8
Estonie | 7.5 | -4.2 | -14.1 | 2.6 | 9.6 | 3.9 | 0.8 | 1.2 | 3.1 | 13.7 | 5.4 | -10.7 | -9.2 | -1.9 | -0.2 | -1.9 | -3.6 | -3.7
Finlande | 5.3 | 0.3 | -8.5 | 3.4 | 2.8 | -1.0 | -1.4 | 0.2 | 1.1 | 6.4 | 5.2 | -4.4 | -1.5 | 0.7 | -1.1 | -3.1 | -3.8 | -3.8
France | 2.2 | -0.2 | -3.1 | 1.6 | 2.0 | 0.0 | 0.3 | 0.9 | 1.5 | 3.6 | 1.8 | -2.2 | -1.6 | -0.8 | -2.0 | -2.9 | -3.4 | -3.4
Allemagne | 3.4 | 0.8 | -5.1 | 3.9 | 3.4 | 0.9 | 0.5 | 1.9 | 2.1 | 2.2 | 1.7 | -4.5 | -1.8 | 0.3 | 0.1 | -0.6 | 0.1 | 0.9
Grèce | 3.5 | -0.2 | -3.1 | -4.9 | -7.1 | -7.0 | -3.9 | -0.3 | 1.9 | 7.9 | 6.2 | 2.4 | -2.1 | -7.6 | -12.3 | -13.3 | -12.8 | -11.7
Hongrie | 0.1 | 0.8 | -6.7 | 1.0 | 1.6 | -1.7 | 1.2 | 2.0 | 1.6 | 3.9 | 3.6 | -3.6 | -2.9 | -1.5 | -3.3 | -2.6 | -1.5 | -1.0
Islande | 6.0 | 1.2 | -6.6 | -4.1 | 2.7 | 1.5 | 3.3 | 2.7 | 3.2 | 8.1 | 6.2 | -2.4 | -7.2 | -5.6 | -5.3 | -3.2 | -1.6 | 0.3
Irlande | 5.0 | -2.2 | -6.4 | -1.1 | 2.2 | 0.2 | -0.3 | 1.9 | 2.2 | 9.5 | 3.2 | -5.2 | -7.6 | -6.7 | -7.6 | -8.7 | -7.8 | -6.8
Israël | 6.9 | 5.0 | 0.9 | 5.5 | 4.6 | 3.3 | 3.4 | 3.2 | 3.5 | 2.0 | 2.9 | 0.2 | 1.9 | 2.4 | 1.8 | 1.4 | 0.8 | 0.8
Italie | 1.5 | -1.2 | -5.5 | 1.7 | 0.6 | -2.4 | -1.8 | 0.5 | 1.1 | 3.2 | 1.5 | -4.3 | -2.8 | -2.3 | -4.3 | -5.6 | -5.1 | -4.3
Japon | 2.2 | -1.0 | -5.5 | 4.7 | -0.5 | 1.4 | 1.5 | 1.2 | 1.2 | 3.0 | 1.3 | -4.6 | -0.6 | -1.5 | -0.7 | 0.2 | 0.5 | 1.0
Corée | 5.5 | 2.8 | 0.7 | 6.5 | 3.7 | 2.3 | 3.0 | 4.0 | 4.2 | 2.5 | 1.4 | -1.4 | 1.2 | 1.1 | -0.2 | -0.8 | -0.5 | 0.1
Luxembourg | 6.6 | -0.7 | -5.6 | 3.1 | 1.9 | -0.2 | 2.1 | 2.8 | 2.5 | .. | .. | .. | .. | .. | .. | .. | .. | ..
Mexique | 3.1 | 1.2 | -4.5 | 5.1 | 4.0 | 3.7 | 1.3 | 3.4 | 4.1 | 3.2 | 1.9 | -4.7 | -2.0 | -0.5 | 0.5 | -1.0 | -0.6 | 0.3
Pays-Bas | 3.9 | 1.8 | -3.7 | 1.5 | 1.0 | -1.3 | -0.8 | 1.0 | 1.3 | 3.5 | 3.7 | -1.2 | -0.6 | -0.5 | -2.6 | -4.3 | -4.4 | -4.5
Nouvelle-Zélande | 3.4 | -0.7 | 0.6 | 1.8 | 1.2 | 2.9 | 2.5 | 3.5 | 3.3 | 2.2 | -0.7 | -1.5 | -1.1 | -1.7 | -0.6 | -0.3 | 0.7 | 1.3
Norvège | 2.7 | 0.1 | -1.6 | 0.5 | 1.3 | 2.9 | 0.6 | 2.0 | 2.4 | 4.2 | 2.8 | -1.3 | -1.8 | -1.5 | -0.3 | -0.7 | -0.9 | -0.6
Pologne | 6.8 | 5.1 | 1.6 | 3.9 | 4.5 | 1.9 | 1.6 | 3.0 | 3.4 | 1.1 | 1.5 | -0.5 | 0.4 | 1.8 | 0.7 | -0.7 | -0.7 | -0.2
Portugal | 2.4 | 0.0 | -2.9 | 1.9 | -1.3 | -3.2 | -1.4 | 1.1 | 1.4 | 1.3 | 0.3 | -3.1 | -1.7 | -3.4 | -6.4 | -7.2 | -6.5 | -5.8
République slovaque | 10.5 | 5.8 | -4.9 | 4.4 | 3.0 | 1.8 | 0.9 | 2.0 | 2.9 | 6.0 | 7.3 | -1.2 | 0.7 | 0.6 | -0.7 | -2.5 | -3.2 | -3.2
Slovénie | 7.0 | 3.4 | -7.9 | 1.3 | 0.7 | -2.5 | -1.1 | 0.3 | 1.2 | 7.3 | 8.3 | -1.7 | -1.2 | -0.9 | -3.7 | -4.9 | -5.2 | -5.0
Espagne | 3.5 | 0.9 | -3.8 | -0.2 | 0.1 | -1.6 | -1.2 | 1.0 | 1.5 | 4.0 | 3.2 | -1.4 | -1.8 | -2.0 | -3.8 | -5.3 | -5.0 | -4.5
Suède | 3.4 | -0.8 | -5.0 | 6.3 | 3.0 | 1.3 | 1.5 | 2.8 | 3.1 | 4.8 | 1.7 | -5.2 | -1.1 | -0.2 | -1.2 | -1.9 | -1.5 | -0.8
Suisse | 3.8 | 2.2 | -1.9 | 3.0 | 1.8 | 1.0 | 2.0 | 2.0 | 2.5 | 2.4 | 2.5 | -1.2 | -0.1 | -0.1 | -0.8 | -0.8 | -0.8 | -0.4
Turquie | 4.7 | 0.7 | -4.8 | 9.2 | 8.8 | 2.1 | 4.0 | 2.8 | 4.0 | 6.6 | 2.2 | -6.8 | -2.7 | 0.7 | -2.2 | -3.1 | -5.1 | -5.9
Royaume-Uni | 3.4 | -0.8 | -5.2 | 1.7 | 1.1 | 0.3 | 1.7 | 3.2 | 2.7 | 4.9 | 2.6 | -3.4 | -2.5 | -2.1 | -2.8 | -2.4 | -1.0 | -0.4
États-Unis | 1.8 | -0.3 | -2.8 | 2.5 | 1.8 | 2.8 | 1.9 | 2.6 | 3.5 | 2.4 | -0.2 | -4.8 | -4.2 | -4.2 | -3.4 | -3.5 | -3.1 | -2.0
 : Non disponible.
a. Les 15 pays de l’OCDE membres de la zone euro.
Source : Calculs de l’OCDE d’après la Base de données sur les Perspectives économiques de l’OCDE (http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr).
StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142871

Tableau 1.A1.2. Évolutions récentes du marché du travail et prévisions
| A. Taux d’emploi Pourcentage de la population âgée de 15 ans ou plus | B. Taux de chômage Pourcentage de la population active totale
| T4 2007 | T4 2008 | T4 2009 | T4 2010 | T4 2011 | T4 2012 | T4 2013 | T4 2014 | T4 2015 | T4 2007 | T4 2008 | T4 2009 | T4 2010 | T4 2011 | T4 2012 | T4 2013 | T4 2014 | T4 2015
OCDE | 56.0 | 55.3 | 53.9 | 53.8 | 54.1 | 54.1 | 54.2 | 54.4 | 54.7 | 5.6 | 6.6 | 8.4 | 8.2 | 8.0 | 8.0 | 7.7 | 7.4 | 7.1
Zone euroa | 52.2 | 51.9 | 50.6 | 50.5 | 50.3 | 49.7 | 49.4 | 49.4 | 49.6 | 7.3 | 7.9 | 9.8 | 9.9 | 10.4 | 11.7 | 11.8 | 11.7 | 11.2
Australie | 61.2 | 61.2 | 60.4 | 61.1 | 60.7 | 60.7 | 60.4 | 60.3 | 60.8 | 4.4 | 4.5 | 5.6 | 5.1 | 5.2 | 5.3 | 5.8 | 6.1 | 5.9
Autriche | 57.8 | 58.1 | 57.4 | 57.7 | 57.9 | 58.0 | 57.8 | 58.2 | 58.9 | 4.1 | 4.1 | 4.9 | 4.2 | 4.4 | 4.5 | 5.1 | 4.9 | 4.4
Belgium | 51.0 | 51.1 | 50.5 | 50.7 | 50.9 | 50.5 | 50.1 | 50.2 | 50.4 | 7.2 | 6.9 | 8.0 | 7.9 | 7.2 | 8.2 | 8.4 | 8.3 | 8.1
Canada | 61.7 | 61.3 | 59.6 | 59.9 | 60.0 | 60.3 | 60.2 | 60.3 | 60.5 | 6.0 | 6.5 | 8.4 | 7.7 | 7.4 | 7.2 | 7.0 | 6.8 | 6.5
Chilib | 50.7 | 51.3 | 50.1 | 53.4 | 55.3 | 55.5 | 56.0 | 56.0 | 55.8 | 7.2 | 7.8 | 9.7 | 8.2 | 7.1 | 6.4 | 5.9 | 6.2 | 6.3
République tchèque | 56.0 | 56.1 | 54.5 | 54.4 | 54.0 | 54.3 | 54.7 | 54.7 | 54.9 | 4.9 | 4.4 | 7.3 | 7.0 | 6.5 | 7.3 | 6.8 | 6.9 | 6.6
Danemark | 63.1 | 63.9 | 60.1 | 59.4 | 59.0 | 58.6 | 58.2 | 58.2 | 58.3 | 3.6 | 4.0 | 7.0 | 7.6 | 7.7 | 7.3 | 7.0 | 6.8 | 6.5
Estonie | 57.1 | 57.1 | 50.7 | 52.0 | 54.3 | 55.2 | 54.7 | 55.1 | 55.6 | 4.3 | 7.9 | 16.1 | 14.0 | 11.7 | 9.6 | 9.0 | 8.8 | 8.2
Finlande | 57.3 | 57.4 | 54.8 | 54.9 | 55.2 | 54.7 | 53.9 | 53.8 | 53.7 | 6.6 | 6.5 | 8.9 | 8.1 | 7.5 | 7.7 | 8.5 | 8.4 | 8.4
France | 50.0 | 49.7 | 48.6 | 49.0 | 48.4 | 48.2 | 47.8 | 48.0 | 48.0 | 7.1 | 7.4 | 9.2 | 8.8 | 9.0 | 9.8 | 9.8 | 9.9 | 9.8
Allemagne | 53.9 | 54.5 | 54.4 | 54.9 | 56.3 | 56.7 | 57.2 | 57.5 | 57.8 | 8.3 | 7.2 | 7.7 | 6.7 | 5.6 | 5.4 | 5.1 | 5.0 | 4.7
Grèceb | 47.6 | 48.1 | 47.5 | 46.2 | 43.1 | 39.6 | 38.1 | 37.8 | 38.3 | 8.3 | 7.7 | 9.5 | 12.5 | 17.7 | 24.2 | 27.3 | 27.1 | 26.7
Hongrie | 45.6 | 45.3 | 44.1 | 44.4 | 44.9 | 45.6 | 46.9 | 47.4 | 47.5 | 7.9 | 8.1 | 10.7 | 11.1 | 10.9 | 11.0 | 9.4 | 8.8 | 8.9
Islande | 73.7 | 72.4 | 68.0 | 66.0 | 65.4 | 65.9 | 67.8 | 67.2 | 68.3 | 2.5 | 4.6 | 7.4 | 8.1 | 6.8 | 5.5 | 5.4 | 4.0 | 4.4
Irlande | 61.7 | 58.3 | 54.6 | 52.8 | 52.6 | 52.4 | 54.0 | 54.5 | 55.3 | 4.7 | 7.7 | 12.9 | 14.7 | 14.9 | 14.1 | 12.0 | 11.1 | 9.9
Israël | 57.9 | 58.0 | 57.9 | 59.0 | 59.5 | 60.8 | 62.0 | 62.6 | 63.8 | 8.4 | 8.1 | 9.0 | 8.1 | 6.8 | 7.0 | 5.8 | 6.0 | 5.7
Italie | 45.9 | 45.4 | 44.4 | 44.1 | 43.9 | 43.3 | 42.3 | 42.0 | 42.1 | 6.3 | 6.9 | 8.2 | 8.3 | 9.2 | 11.4 | 12.6 | 12.9 | 12.2
Japon | 58.5 | 58.1 | 57.0 | 57.0 | 57.0 | 56.8 | 57.4 | 57.2 | 57.1 | 3.9 | 4.0 | 5.1 | 5.0 | 4.5 | 4.2 | 3.9 | 3.7 | 3.7
Corée | 60.0 | 59.3 | 58.6 | 58.7 | 59.3 | 59.4 | 60.1 | 60.3 | 60.9 | 3.2 | 3.3 | 3.6 | 3.5 | 3.2 | 3.0 | 3.0 | 3.1 | 2.9
Luxembourg | 53.5 | 54.0 | 52.9 | 52.7 | 53.4 | 53.7 | 53.9 | 54.4 | 54.8 | 4.1 | 4.4 | 5.8 | 5.9 | 5.7 | 6.3 | 7.1 | 7.1 | 7.1
Mexique | 58.1 | 56.2 | 56.7 | 55.0 | 56.8 | 56.2 | 56.6 | 56.9 | 57.2 | 3.7 | 4.5 | 5.5 | 5.6 | 5.1 | 5.1 | 4.8 | 4.5 | 4.4
Pays-Bas | 63.8 | 63.9 | 62.7 | 62.3 | 62.2 | 61.4 | 60.3 | 59.8 | 60.0 | 3.2 | 3.0 | 4.1 | 4.3 | 4.8 | 5.6 | 7.0 | 7.8 | 7.5
Nouvelle-Zélande | 65.3 | 65.1 | 62.6 | 62.7 | 63.1 | 62.5 | 63.6 | 63.5 | 63.8 | 3.4 | 4.5 | 6.9 | 6.7 | 6.4 | 6.8 | 6.0 | 5.8 | 5.6
Norvège | 65.2 | 65.2 | 63.7 | 63.3 | 63.6 | 63.5 | 63.5 | 63.4 | 63.5 | 2.4 | 2.8 | 3.2 | 3.5 | 3.3 | 3.4 | 3.5 | 3.6 | 3.5
Pologne | 46.8 | 48.0 | 47.6 | 48.0 | 48.0 | 48.0 | 48.1 | 48.3 | 48.5 | 8.6 | 6.8 | 8.7 | 9.5 | 9.9 | 10.3 | 9.9 | 9.7 | 9.3
Portugal | 57.8 | 57.5 | 55.7 | 54.8 | 52.4 | 50.0 | 50.2 | 50.5 | 50.9 | 7.8 | 7.8 | 10.1 | 11.1 | 13.8 | 16.9 | 15.4 | 15.0 | 14.7
République slovaque | 52.6 | 53.7 | 50.6 | 50.8 | 50.1 | 49.9 | 50.1 | 50.2 | 50.5 | 10.4 | 8.8 | 14.0 | 13.9 | 14.0 | 14.3 | 14.1 | 13.7 | 13.0
Slovénieb | 56.9 | 57.6 | 56.1 | 54.9 | 52.9 | 52.0 | 50.7 | 50.2 | 50.0 | 4.8 | 4.4 | 5.9 | 7.2 | 8.2 | 8.8 | 10.1 | 10.2 | 10.2
Espagne | 53.5 | 51.1 | 47.7 | 47.0 | 45.4 | 43.2 | 42.5 | 42.6 | 42.9 | 8.7 | 14.0 | 18.9 | 20.4 | 23.0 | 26.1 | 26.1 | 25.0 | 23.9
Suède | 60.2 | 59.7 | 57.9 | 58.3 | 58.9 | 58.9 | 59.3 | 59.6 | 60.0 | 6.1 | 6.7 | 8.8 | 8.1 | 7.8 | 8.2 | 8.0 | 7.8 | 7.2
Suisse | 67.6 | 67.9 | 66.4 | 66.1 | 66.9 | 66.6 | 66.9 | 67.1 | 67.7 | 3.4 | 3.3 | 4.8 | 4.1 | 4.0 | 4.3 | 4.0 | 3.7 | 3.0
Turquieb | 42.3 | 42.5 | 41.9 | 43.7 | 45.7 | 46.3 | 46.7 | 46.8 | 47.1 | 10.1 | 10.7 | 13.7 | 11.7 | 9.6 | 9.0 | 9.5 | 9.8 | 9.6
Royaume-Uni | 58.6 | 58.0 | 56.7 | 56.7 | 56.4 | 57.2 | 57.5 | 58.0 | 58.3 | 5.2 | 6.4 | 7.8 | 7.8 | 8.4 | 7.8 | 7.2 | 6.7 | 6.5
États-Unis | 60.2 | 58.6 | 55.7 | 55.4 | 55.5 | 56.0 | 55.8 | 56.5 | 56.9 | 4.8 | 6.9 | 9.9 | 9.5 | 8.7 | 7.8 | 7.0 | 6.3 | 5.9
a. Les 15 pays de l’OCDE membres de la zone euro.
b. Valeurs annuelles.
Source : Calculs de l’OCDE d’après la Base de données sur les Perspectives économiques de l’OCDE (http://dx.doi.org/10.1787/data-00688-fr).
StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142883

Chapitre 2.

Un effort partagé par tous ? L’ajustement des salaires durant la crise et la reprise¹

Dans ce chapitre, nous décrivons l’évolution des salaires dans les pays de l’OCDE durant la crise financière et économique mondiale et la reprise. Nous apportons ainsi un nouvel éclairage sur le rôle de l’ajustement des salaires dans la vigueur du redressement du marché du travail et sur la manière dont les coûts sociaux de la crise ont été répartis au sein de la main-d’œuvre. Dans beaucoup de pays de l’OCDE, la persistance du chômage a exercé une énorme pression à la baisse sur la croissance des salaires réels, y compris parmi les travailleurs faiblement rémunérés. Une forte modération salariale a déjà contribué à la maîtrise des coûts unitaires de main-d’œuvre, permettant ainsi à plusieurs pays, en particulier dans la zone euro, d’améliorer leur compétitivité extérieure. Toutefois, dans un contexte de faible inflation, dans lequel la poursuite de l’ajustement des salaires nécessiterait de difficiles et douloureuses baisses des salaires nominaux, les pouvoirs publics doivent recourir à d’autres mesures pour remédier à la persistance de taux de chômage élevés. Ainsi, en plus des politiques macroéconomiques, des mesures pourraient être prises afin d’aider plus efficacement les travailleurs licenciés à acquérir les compétences dont ils ont besoin pour travailler dans des domaines d’activité nouveaux ou encore de renforcer la concurrence sur les marchés de produits. Tandis que le coût de l’ajustement des salaires a été partagé presque équitablement par tous les salariés, le recul des salaires est susceptible de frapper plus durement les travailleurs faiblement rémunérés. Il pourrait donc être nécessaire d’envisager l’adoption de politiques correctement calibrées telles que des prestations liées à l’emploi et la mise en place d’un salaire minimum pour lutter contre la pauvreté au travail.

Principaux résultats

Les effets de la crise sur l’emploi et le chômage ont suscité beaucoup d’intérêt. Cependant, nombre des travailleurs qui ont conservé leur emploi ont également été touchés par la crise parce qu’ils ont vu leur salaire progresser plus lentement, voire diminuer. Dans ce chapitre, nous montrons qu’en moyenne dans l’ensemble des pays de l’OCDE, 50 % des travailleurs ont subi une diminution de leur salaire réel en 2010. Si ce recul est lié au fait que les salaires ont progressé moins vite que l’inflation dans la moitié des cas, dans l’autre moitié, il s’explique par une baisse des salaires nominaux, elle-même due, soit à une réduction du taux de salaire soit, plus souvent, à une diminution du nombre d’heures supplémentaires effectuées ou à une baisse des primes.

L’ajustement des salaires a un rôle important à jouer parce qu’il permet au marché du travail de surmonter plus facilement les ralentissements conjoncturels et favorise une croissance de l’emploi plus vigoureuse pendant la phase de reprise. Cependant, les salaires constituent également la principale source de revenu des ménages. Par conséquent, si elles ne sont pas compensées par une hausse de l’emploi, la stagnation ou la baisse des salaires réels, en particulier lorsqu’elles touchent les populations les plus défavorisés, peuvent entraîner des difficultés financières pour les ménages. En outre, les baisses de salaire peuvent réduire les dépenses de consommation et peser sur la demande globale. Dans ce chapitre, nous décrivons la manière dont les salaires ont évolué depuis le début de la crise financière mondiale, apportant un éclairage sur le rôle de l’ajustement des salaires sur la persistance du chômage et la vigueur du redressement du marché du travail. Dans ce cadre, nous étudions également dans quelle mesure l’ajustement des salaires a permis un juste partage des coûts sociaux de la crise entre les travailleurs et les chômeurs. Enfin, nous examinons les conséquences de la crise sur les salaires individuels et analysons la répartition des ajustements de salaire parmi les travailleurs.

Les salaires réels ont globalement stagné au cours de la période 2010-13 au sein de la zone de l’OCDE dans son ensemble et ont reculé de 2 % à 5 % par an en moyenne dans certains pays, tels que l’Espagne, la Grèce, l’Irlande et le Portugal. Une analyse plus fine de l’évolution des salaires réalisée à partir de microdonnées relatives à 19 pays de l’OCDE en 2010 montre que :

Un travailleur sur deux a vu sa rémunération baisser en termes réels. C’est en Finlande que cette proportion est la plus faible, représentant juste un tiers de la population, et en Estonie, au Portugal et au Royaume-Uni atteignant près des deux tiers de la main-d’œuvre.

Plus des deux tiers des personnes touchées par ces baisses ont vu leur salaire nominal diminuer. Cette diminution n’a pas nécessairement revêtu la forme d’une diminution du taux de salaire : dans certains pays, les réductions du salaire de base en termes nominaux sont très rares et la baisse du salaire nominal s’explique vraisemblablement pour l’essentiel par une diminution du nombre d’heures supplémentaires ou une baisse des primes.

Les salaires et le revenu d’activité réagissent à l’état du marché du travail, en ce sens qu’un taux de chômage plus élevé va de pair avec une moindre progression du revenu d’activité. Certaines données montrent cependant que dans les pays de la zone euro, le lien entre la croissance du salaire horaire et le chômage – la courbe de Phillips – a été plus fort durant la crise qu’il ne l’était auparavant. Ainsi, les salaires réels ont davantage chuté qu’escompté au vu de la hausse du chômage.

Toutefois, la crise persistant dans certains pays et la reprise étant lente dans d’autres, il semble que le processus d’ajustement à la baisse des salaires ne puisse pas se poursuivre au même rythme qu’avant 2010. Les données agrégées montrent qu’au cours de la période récente, la croissance des salaires est devenue un peu moins sensible à l’évolution du chômage. Il en va ainsi dans la zone de l’OCDE dans son ensemble, dans la zone euro et aux États-Unis, mais pas au Japon. Deux raisons concourent à expliquer ce constat :

De plus en plus de chômeurs ne participent en réalité plus à la compétition pour l’emploi. Le chômage de longue durée peut en effet conduire à une érosion des compétences, de la confiance en soi et de la motivation et entraîner une aggravation des difficultés sociales et des problèmes de santé qui a elle-même des conséquences négatives sur l’aptitude au travail et entrave la recherche d’emploi.

Dans certains pays, l’inflation est tellement faible que la baisse des salaires nominaux constitue le seul moyen de réduire les salaires réels. Or, les travailleurs comme les employeurs sont généralement réticents à se résoudre à de telles baisses, ce qui conduit à une « rigidité à la baisse des salaires nominaux ». Cette rigidité est devenue plus contraignante depuis le début de la crise dans des pays comme l’Estonie, la Grèce, les Pays-Bas, l’Espagne et le Royaume-Uni. S’agissant de l’Espagne et du Royaume-Uni, d’après des données administratives, alors qu’au début de la crise, en 2008, la fréquence des baisses du salaire nominal aurait été supérieure de 10 % en l’absence de réticence des travailleurs et des employeurs, ce pourcentage avait représentait une baisse sur quatre au Royaume-Uni et une baisse sur deux en Espagne en 2012. En Espagne, la rigidité à la baisse des salaires nominaux est particulièrement fréquente parmi les travailleurs faiblement rémunérés, concernant plus des deux tiers d’entre eux.

D’après les données relatives à certains pays de l’OCDE présentées dans ce chapitre, il semble que l’importante modération salariale observée depuis le début de la crise s’explique pour partie par le fait que les salaires d’embauche sont plus sensibles à la conjoncture que les salaires des travailleurs déjà en poste. On estime qu’en l’absence de salaire minimum, une hausse d’un point de pourcentage du taux de chômage régional induit une baisse de 3 % des salaires d’embauche et d’un peu plus de 0.5 % seulement des salaires des travailleurs qui ne changent pas d’emploi.

Cette modération accrue a entraîné une diminution des coûts de main-d’œuvre par rapport à la productivité. En conséquence, en moyenne dans la zone de l’OCDE, la croissance des coûts unitaires de main-d’œuvre a globalement ralenti depuis le début de la crise. C’est dans les pays de la zone euro les plus durement frappés par la crise que cet ajustement a été le plus marqué (Grèce, Irlande, Portugal, Espagne).

Ainsi, bien que les baisses de salaire aient été la source de difficultés financières et sociales dans plusieurs pays, elles ont aussi contribué à restaurer la compétitivité extérieure, à rééquilibrer la balance des paiements courants et à stimuler la demande extérieure (même si ces résultats ont parfois été obtenus au détriment de la demande intérieure). Bien que l’écart de coûts unitaires de main-d’œuvre apparu depuis l’introduction de l’euro, en 1999, entre des pays comme la Grèce, le Portugal, l’Irlande et l’Espagne, d’une part, et l’Allemagne, d’autre part, n’ait été que partiellement comblé pendant la crise, il risque d’être difficile de poursuivre les ajustements reposant sur des baisses de salaire. Il importe donc que les pouvoirs publics se tournent vers d’autres stratégies. Les politiques macroéconomiques ont certes un rôle important à jouer, mais elles doivent s’accompagner de réformes structurelles, notamment de réformes visant à :

Intensifier la concurrence sur les marchés de produits. L’une des raisons susceptibles de faire obstacle à d’autres ajustements de salaire tient au fait que leurs effets potentiels ne se traduisent pas automatiquement par des créations d’emploi, une partie de la diminution des coûts de main-d’œuvre servant en réalité à restaurer les marges des entreprises, confrontées à des difficultés. Si ce phénomène est peut-être en partie nécessaire, il témoigne peut-être aussi d’une insuffisance de la concurrence sur les marchés de produits.

Favoriser des politiques du marché du travail susceptibles de faciliter la mobilité entre secteurs. Les nouveaux emplois que l’amélioration de la compétitivité-coûts permet de créer sont parfois créés dans d’autres entreprises et secteurs que ceux dans lesquels les emplois sont détruits et font appel à d’autres compétences. Les dispositifs qui facilitent la mobilité de la main-d’œuvre et proposent des formations ou des stages d’initiation professionnelle jouent un rôle important, parce qu’ils permettent aux pays confrontés à un sous-emploi persistant de stimuler la création d’emploi sans pour autant pénaliser la demande intérieure et accroître encore les inégalités de revenu et le risque de pauvreté.

Il importe cependant que les politiques publiques ne s’intéressent pas seulement à l’ampleur de l’ajustement des salaires, mais se préoccupent aussi de la manière dont il est réparti. Les travailleurs non qualifiés ont été plus exposés que les autres au risque de perdre leur emploi durant la crise. Par conséquent, la croissance des salaires réels des travailleurs qui ont conservé leur emploi a été encore plus faible que les données agrégées ne le laissent penser. En outre, les travailleurs faiblement rémunérés qui ont conservé leur emploi ont vu leur salaire réel décéléré comme leurs homologues mieux rémunérés, et ont connu dans certains pays une baisse du salaire réel. Ainsi, dans la zone de l’OCDE, entre 2000-07 et 2007-12, les salaires réels des salariés à plein temps ont reculé de 1.0 point de pourcentage par an au niveau du décile inférieur de la distribution des salaires. Le salaire médian et celui du dernier décile ont reculé un peu plus fortement à 1.1 et 1.5 points de pourcentage respectivement. Le ralentissement du salaire des travailleurs faiblement rémunérés a été particulièrement fort en République tchèque, en Hongrie, en Corée, en Espagne et au Royaume-Uni. Cela indique que la modération salariale a été plus diffuse et que les réductions salariales n’ont pas été particulièrement plus fortes pour les travailleurs faiblement rémunérés. Néanmoins, la croissance plus faible des salaires réels, et parfois des baisses de salaires réels, peuvent entraînés de graves difficultés financières pour les travailleurs faiblement rémunérés.

Il y a divers instruments pour limiter l’impact de l’ajustement économique sur les travailleurs faiblement rémunérés :

Le salaire minimum peut empêcher que l’essentiel du coût de l’ajustement soit supporté par les salariés faiblement rémunérés. D’après les données empiriques, le salaire minimum a des effets négatifs limités sur l’emploi s’il est fixé à un niveau approprié. Pour concevoir un salaire minimum bien calibré, il faut notamment tenir compte des différences de situation économique entre régions et des différences d’expérience et de productivité en fonction de l’âge, veiller à ce que le montant de ce salaire soit défini sur la base d’un avis indépendant et moduler les cotisations patronales de sécurité sociale pour abaisser les coûts de main-d’œuvre non salariaux associés au salaire minimum.

Les prestations liées à l’emploi pour les salariés faiblement rémunérés vivant dans des ménages à bas revenus peuvent également empêcher la recrudescence de la pauvreté au travail. Ces types de prestations ou de crédit d’impôt existe dans plusieurs pays de l’OCDE et combinés au salaire minimum peuvent procurer une garantie effective d’un revenu minimum.

Introduction

L’ajustement des salaires a un rôle important à jouer parce qu’il renforce la résilience du marché du travail en permettant de surmonter les ralentissements conjoncturels (OCDE, 2012a). Il est donc possible que son ampleur ait exercé une influence déterminante sur la hausse du chômage qui a immédiatement suivi la diminution de la demande globale due à la crise financière mondiale, mais aussi sur la persistance de ce chômage durant la phase de reprise économique en cours. Cependant, les salaires constituent également une source de revenu importante pour les ménages. Par conséquent, si elle n’est pas compensée par une hausse de l’emploi, la stagnation ou la baisse des salaires réels peut non seulement entraîner d’importantes difficultés économiques pour les ménages, mais aussi réduire les dépenses de consommation et la demande globale.

Dans ce chapitre, nous décrivons la manière dont les salaires ont évolué face à la hausse du chômage depuis le début de la crise financière mondiale. Plus précisément, nous apprécions la souplesse de l’ajustement des salaires depuis le début de cette crise et tentons de déterminer quel type de flexibilité des salaires est le plus à même d’atténuer les fluctuations conjoncturelles du chômage. L’analyse présentée permet également de déterminer dans quelle mesure l’ajustement des salaires a contribué à réduire l’effet de la crise en termes de pertes d’emploi et, par conséquent, à partager les coûts sociaux entre les travailleurs et les chômeurs. Nous examinons aussi les conséquences de la crise sur les salaires individuels et la répartition de l’ajustement au sein de la main-d’œuvre².

Ce chapitre comporte deux sections. Dans la section 1, nous faisons appel à diverses méthodes pour analyser le degré de flexibilité des salaires et son rôle dans la persistance du chômage conjoncturel, avant d’examiner, dans la section 2, la manière dont l’ajustement des salaires consécutif à la crise financière mondiale a été réparti au sein de la main-d’œuvre.

1. L’ajustement des salaires durant la crise et la reprise

Dans cette section, nous décrivons la manière dont les salaires ont évolué dans le sillage de la crise financière mondiale et dont ils ont réagi face à l’évolution du chômage, apportant ainsi un nouvel éclairage sur le rôle de l’ajustement des salaires dans le chômage conjoncturel. L’ajustement des salaires peut exercer une influence sur l’ampleur et la persistance du chômage conjoncturel de diverses manières. Premièrement, l’ajustement des salaires réels peut concourir à rétablir l’équilibre sur le marché du travail à la suite de chocs, atténuant ainsi les fluctuations conjoncturelles du chômage et répartissant de manière plus égale les coûts sociaux de la baisse de la demande globale au sein de la main-d’œuvre (« rééquilibrage interne »)³. À noter qu’en atténuant les fluctuations conjoncturelles, l’ajustement des salaires peut aussi réduire le risque de voir la hausse du chômage conjoncturel devenir structurelle (voir le chapitre 1 pour une réflexion sur cette question). Deuxièmement, la flexibilité des salaires peut avoir une incidence sur la demande globale, même si cette incidence varie en fonction de la situation de chaque pays. Dans les pays qui accusent un déficit courant important et dont le taux de change est rigide, par exemple dans certains pays de la zone euro, l’ajustement des salaires à la baisse peut soutenir la demande globale à travers une amélioration de la compétitivité extérieure (« rééquilibrage externe »). Cependant, il risque aussi, en particulier lorsque l’inflation est faible, d’entraîner une diminution des prix, qui peut elle-même peser sur la consommation privée et, par conséquent, sur la demande globale (Gali, 2013 ; Gali et Monacelli, 2013)⁴. La flexibilité des salaires peut également, à travers son incidence sur l’efficience allocative, concourir à expliquer le chômage structurel, mais cet aspect a été examiné de manière relativement détaillée dans des travaux antérieurs de l’OCDE (voir OCDE, 2006 pour un tour d’horizon).

La persistance du sous-emploi de la main-d’œuvre a fortement pesé sur la croissance des salaires globaux

Le graphique 2.1 présente la croissance moyenne annualisée des salaires en termes réels immédiatement après le début de la crise (T4 2007 à T1 2009) et durant la période qui l’a suivie (T1 2009 à T4 2013). Pour permettre de mieux comprendre l’évolution des salaires horaires réels, il fournit également, pour les deux périodes considérées, des informations sur la productivité du travail, la croissance des coûts unitaires de main-d’œuvre et la hausse des prix. Le tableau 2.A1.1, en annexe, donne des informations plus détaillées sur ces différentes variables pour chaque année écoulée depuis le début de la crise.

Graphique 2.1. Ralentissement de la croissance des salaires réels

Croissance moyenne annualisée, en pourcentage

Note : Les pays sont classés dans l’ordre croissant, en fonction de la croissance moyenne annualisée des salaires horaires réels depuis le premier trimestre de 2009.

a. Rémunération totale des salariés (salaire total pour la Nouvelle-Zélande) divisée par le nombre total d’heures travaillées, exprimée en termes réels (corrigée de l’inflation au moyen de l’indice des prix à la consommation – IPC).

b. PIB réel divisé par le nombre total d’heures travaillées.

c. Rémunération totale des salariés divisée par le PIB réel.

d. La valeur pour l’OCDE correspond à une moyenne pondérée pour les 26 pays de l’OCDE qui apparaissent sur le graphique.

e. T1 2009 à T3 2013 pour la Pologne.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base des comptes nationaux trimestriels.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142302

La croissance des salaires réels (partie A), qui permet de mesurer la croissance du pouvoir d’achat des salaires, a quasiment stagné. Ainsi, dans la zone de l’OCDE, elle est passée de 0.7 % en moyenne durant la première période considérée après la crise à 0.2 % au cours de la seconde période. Ce ralentissement a été particulièrement marqué dans la zone euro, où la croissance des salaires réels est passée de 2.1 % en moyenne à -0.1 %. Un mouvement similaire est cependant observé aux États-Unis (de 0.5 % à 0.2 %) et au Japon (de 0.4 % à -0.1 %). À partir du premier trimestre de 2009, 11 pays de l’OCDE ont affiché une croissance des salaires réels négative. C’est en Grèce que les salaires réels ont le plus chuté, perdant plus de 5 % par an en moyenne, ainsi qu’en Espagne, en Irlande et au Portugal, où ils ont diminué d’environ 2 % par an en moyenne. Or, des baisses de cette ampleur peuvent entraîner des difficultés financières considérables pour les travailleurs et leurs familles. Cet aspect est examiné en détail dans OCDE (2013d).

La croissance de la productivité du travail a amorcé un redressement (partie B). Après être, dans un premier temps, devenue négative dans la grande majorité des pays de l’OCDE, elle est redevenue positive sous l’effet du redémarrage progressif de la demande globale. Dans la plupart des pays de l’OCDE, la croissance moyenne de la productivité du travail est supérieure à la croissance moyenne des salaires réels, ce qui signifie qu’en termes réels, les coûts unitaires de main-d’œuvre ont diminué. Il en a résulté une hausse du bénéfice des entreprises et une diminution de la part du revenu global revenant aux travailleurs. Il s’agit là d’un schéma caractéristique des phases de reprise économique, traduisant le retour progressif à la situation antérieure à la crise après une période de forte rétention de main-d’œuvre durant une récession. Plus récemment, la croissance de la productivité du travail a légèrement ralenti, l’emploi commençant à se redresser.

La diminution de la croissance des salaires réels est allée de pair avec un ralentissement de la croissance des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux, qui mesure la croissance des salaires nominaux par rapport à la productivité, cette croissance étant passée de 2.9 % par an en moyenne au début de la crise à 0.6 % par la suite (partie C). Ce ralentissement est en grande partie dû à la relation mécanique qui lie la productivité du travail aux coûts unitaires de main-d’œuvre : lorsque les salaires nominaux sont constants, toute hausse de la productivité du travail se traduit par une diminution des coûts salariaux unitaires nominaux. Toutefois, dans des pays tels que la Grèce, l’ Irlande, le Portugal, la Slovénie et l’Espagne, ce ralentissement s’explique aussi par le ralentissement de la croissance des salaires nominaux. La diminution de la croissance des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux a joué un rôle important, aidant ces pays à renouer avec la compétitivité et à résorber des déficits courants souvent élevés, ce qui, comme décrit plus précisément dans l’encadré 2.1, a contribué au processus de rééquilibrage au sein de la zone euro.

La baisse de la progression des salaires n’a que peu contribué au ralentissement de la hausse des prix (partie D). Cette absence de lien évident entre hausse des salaires et hausse des prix à court terme peut en partie s’expliquer par le bon ancrage des anticipations d’inflation dans les pays qui ne sont pas membres d’une union monétaire et n’ont pas de régime de change fixe (FMI, 2013). Dans les pays où la croissance des salaires nominaux a été globalement plus faible que l’inflation, les salaires réels ont diminué, ce qui a pu contribuer à limiter la persistance du chômage. Néanmoins, le lien entre croissance des salaires et hausse des prix a également été faible dans certains pays de la zone euro, qui ne conduisent pas de politique monétaire indépendante, en particulier dans ceux où l’ajustement des salaires nominaux a été important. La diminution des salaires réels qui en a résulté peut certes contribuer au rééquilibrage interne, mais un ajustement des prix est également indispensable pour restaurer la compétitivité et engager un ajustement structurel (voir l’encadré 2.1). La faiblesse du lien entre progression des salaires et inflation dans les pays périphériques de la zone euro s’explique en partie par le fait que, le crédit s’étant asséché, les entreprises ont eu davantage besoin de s’autofinancer. Elle est cependant aussi un indice de faible concurrence sur les marchés de produits et témoigne par conséquent de la nécessité de poursuivre l’adoption de réformes susceptibles d’accroître la concurrence sur ces marchés⁵.

Encadré 2.1. Rééquilibrage au sein de la zone euro et rôle des politiques du marché du travail

Au cours de la période qui s’est écoulée entre l’introduction de l’euro, en 1999, et le début de la crise financière mondiale, certaines économies de la zone euro ont accusé une forte perte de compétitivité internationale, comme en témoignent des déficits courants croissants, une hausse sensible des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux et un accroissement de la dette extérieure. Ces pays sont la Grèce, l’Irlande, le Portugal, la Slovénie, l’Espagne et, dans une moindre mesure, l’Italie. À la suite de la crise financière mondiale, ils ont vu le crédit extérieur s’assécher brutalement, ce qui s’est traduit par une forte baisse de la demande globale et une forte hausse du chômage. En l’absence d’union monétaire, la meilleure solution aurait sans doute été de dévaluer la monnaie pour retrouver de la compétitivité. Cependant, comme il n’est pas possible de recourir à la dévaluation monétaire dans le cadre d’une union monétaire, le rééquilibrage doit résulter d’une accélération de la croissance de la productivité et/ou d’un ralentissement de la croissance des salaires nominaux. La première hypothèse est à l’évidence préférable, mais stimuler la croissance de la productivité nécessite des réformes structurelles profondes et prend par conséquent du temps. À court terme, l’ajustement s’est donc en grande partie effectué au moyen d’une baisse de la croissance des salaires nominaux, même dans les pays qui avaient engagé d’importantes réformes pour intensifier la concurrence (Blanchard et al., 2013).

La capacité des dévaluations internes à réduire le chômage et à restaurer la compétitivité dépend pour beaucoup de la manière dont fonctionnent les marchés du travail, les marchés de produits et les marchés financiers :

Les salaires nominaux doivent être suffisamment élastiques à l’évolution de la conjoncture, en particulier à la hausse du chômage. Une réduction budgétairement équilibrée du coin fiscal, reposant sur une baisse des coûts de main-d’œuvre et une augmentation des impôts sur la consommation, peut également être envisagée (Blanchard, 2007). La partie A du graphique ci-dessous compare l’évolution cumulée des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux au cours de la période 2000-09 et au cours de la période 2009-13. Il en ressort qu’avant la crise, ces coûts ont généralement augmenté plus vite dans les pays périphériques de la zone euro que dans les autres, ce qui s’est traduit par une perte de compétitivité-coûts et un accroissement des déficits courants dans ces pays. En revanche, depuis le début de la crise, les coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux ont augmenté plus lentement dans les pays en déficit que dans ceux en excédent, et ont même fortement reculé en termes absolus en Grèce, au Portugal et en Espagne. De ce fait, ces pays affichent désormais une compétitivité-coûts, mesurée en termes de coûts unitaires de main-d’œuvre, globalement conforme à celle de plusieurs pays en excédent, même si elle reste très éloignée de celle de l’Allemagne.

Les prix à la production doivent s’ajuster en réaction à l’évolution des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux de manière à déclencher une dévaluation interne, en d’autres termes pour que les prix dans le secteur non exportateur baissent par rapport à ceux pratiqués dans le secteur exportateur. La partie B du graphique compare l’évolution cumulée des coûts unitaires de main-d’œuvre réels entre 2009 et 2013 dans le secteur exportateur à cette évolution cumulée dans le secteur non exportateur (évolution du rapport des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux aux prix à la production). Elle montre que dans les pays en excédent, les coûts unitaires de main-d’œuvre sont restés relativement stables en termes réels dans les deux secteurs. En revanche, dans les pays en déficit, ils ont été orientés à la baisse et cette diminution a généralement en grande partie eu lieu dans le secteur non exportateur. Il est permis d’en déduire que le ralentissement de la croissance des salaires en termes nominaux, en particulier dans le secteur non exportateur, n’a pas été entièrement répercuté sous forme de baisse des prix, ce qui s’est traduit par une diminution de la part du travail dans le revenu total des facteurs. Cette situation s’explique sans doute en partie par l’effet de l’assèchement du crédit sur les possibilités de financement extérieur et par un plus grand besoin d’épargne interne. Toutefois, elle est vraisemblablement aussi due à un manque de concurrence sur les marchés de produits dans le secteur non exportateur.

En outre, un rééquilibrage réussi suppose une mobilité des travailleurs entre secteurs, en particulier entre le secteur exportateur et le secteur non exportateur. La partie C du graphique compare l’évolution de l’emploi observée depuis 2009 dans le secteur exportateur à celle constatée dans le secteur non exportateur. Il en ressort que dans la plupart des pays périphériques de la zone euro, l’emploi a chuté dans les deux secteurs, quoiqu’un peu plus dans le secteur non exportateur. Il existe pour l’heure peu d’indices laissant penser que le secteur exportateur a commencé à absorber le sous-emploi de la main-d’œuvre du secteur non exportateur et que les capacités d’exportation ont sensiblement augmenté. La lenteur du processus de réallocation de la main-d’œuvre entre secteurs s’explique peut-être, dans une certaine mesure, par des différences au niveau des compétences exigées et par une incapacité des travailleurs à occuper les emplois nouveaux parce que leurs compétences ne correspondent pas à celles requises. Il est permis d’en déduire que les mesures destinées à favoriser l’ajustement des salaires doivent être couplées à des politiques actives du marché du travail destinées à aider les travailleurs jusqu’alors employés dans le secteur non exportateur à accéder aux emplois nouvellement créés dans le secteur exportateur. Ces politiques peuvent mettre l’accent sur la formation, les stages d’initiation à la vie professionnelle ou l’attribution de subventions à l’embauche ciblant spécifiquement les chômeurs (OCDE, 2013b). Des mesures de nature à accroître la mobilité géographique seraient également utiles.

En somme, réussir un rééquilibrage au moyen d’une dévaluation interne suppose non seulement un ajustement des salaires mais aussi un ajustement des prix et une réallocation des ressources entre secteurs. Dans les pays qui ont été le plus durement touchés par la crise, alors que les coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux se sont déjà sensiblement ajustés, l’ajustement des prix et la réallocation des ressources au profit du secteur exportateur ont été relativement lents. Par conséquent, l’effet de l’ajustement des salaires en termes de diminution du chômage risque de mettre longtemps à se matérialiser. Les politiques du marché du travail et celles qui visent les marchés de produits jouent un rôle déterminant en ce qu’elles doivent garantir que l’ajustement des salaires important qui a eu lieu jusqu’alors favorise une réelle réallocation des ressources et permet de créer des emplois.

Ajustement des coûts unitaires de main-d’œuvre nominaux, des coûts unitaires de main-d’œuvre réels et de l’emploi dans la zone euro

a. Les pays sont classés en fonction de leur solde structurel courant au début de la crise financière mondiale, en 2007.

b. Le « secteur exportateur » regroupe le secteur manufacturier, le commerce, les transports et les communications, les activités financières et les services aux entreprises, les activités immobilières. Le « secteur non exportateur » regroupe la construction, les services d’hébergement et de restauration, l’éducation, les services aux personnes et l’administration publique.

c. 2012 pour l’Autriche, l’Estonie, la France, l’Italie, le Portugal at la République slovaque.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base des comptes nationaux trimestriels.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142314

Il est possible que la sensibilité de la croissance des salaires ait diminué…

Pour apprécier le degré de flexibilité des salaires, il est notamment possible de faire appel à des courbes de Phillips de court terme reliant la croissance des salaires à l’écart de chômage, qui correspond à l’évolution du taux de chômage depuis le début de la crise financière mondiale⁶. La croissance des salaires nominaux et l’écart de chômage devraient être corrélés négativement, dans la mesure où une hausse du chômage intensifie la concurrence entre les chômeurs pour accéder à l’emploi, exerçant par conséquent une pression à la baisse sur les salaires. La force de cette corrélation négative donne une première indication sur le degré de flexibilité des salaires, mais doit être interprétée avec prudence parce que la relation globale entre croissance des salaires nominaux et écart de chômage n’est pas nécessairement causale et peut être affectée par d’importants effets de composition (voir l’encadré 2.5).

Le graphique 2.2 représente la relation de court terme entre la croissance des salaires nominaux et l’évolution du taux de chômage entre le début de la crise et le quatrième trimestre de 2013 pour la zone de l’OCDE dans son ensemble, ainsi que pour la zone euro, le Japon et les États-Unis. L’encadré 2.2 présente des estimations de courbes de Phillips des salaires, obtenues par régression à partir de données relatives à la période comprise entre le premier trimestre de 1985 et le quatrième trimestre de 2013 et dans lesquelles le rôle de l’inflation et de la productivité du travail a été pris en compte. Le graphique 2.2 comme les estimations par régression confirment qu’il existe, à court terme, une corrélation négative entre la croissance des salaires nominaux et l’écart de chômage. En moyenne dans les pays de l’OCDE et au cours de la période considérée, une hausse d’un point de pourcentage de l’écart de chômage a pour corolaire une diminution de -0.1 point de pourcentage de la croissance globale des salaires. Toutefois, cette moyenne masque de fortes disparités entre les pays : ainsi, la sensibilité des salaires nominaux à l’écart de chômage est beaucoup plus forte au Japon (-0.4) que dans la zone euro et aux États-Unis, où elle est proche de la moyenne de l’OCDE. Cette flexibilité relativement forte des salaires observée au Japon corrobore les résultats d’études nationales qui montrent que la rigidité à la baisse des salaires nominaux a disparu depuis la fin des années 90 (Kuroda et Yamamoto, 2013). En outre, les estimations par régression de la courbe de Phillips indiquent que dans la zone euro, la flexibilité des salaires a été plus forte pendant qu’avant la crise, tandis qu’elle n’a pas évolué aux États-Unis et au Japon.

Graphique 2.2. La croissance des salaires nominaux tend à devenir moins sensible au chômage

Courbes de Phillips des salaires : lien entre croissance des salaires nominaux et évolution du taux de chômage depuis le début de la crise, T4 2007-T4 2013a

a. Croissance du salaire nominal : évolution, en glissement annuel et en pourcentage, du salaire horaire nominal (égal à la rémunération totale divisée par le nombre d’heures travaillées par les salariés) ; écart de chômage : évolution, en points de pourcentage, du taux de chômage depuis le début de la crise, au quatrième trimestre de 2007.

b. Moyenne non pondérée pour 26 pays de l’OCDE (le Chili, la Corée, l’Islande, Israël, le Luxembourg, le Mexique, la Suisse et la Turquie sont exclus).

c. Moyenne non pondérée pour 14 pays de la zone euro (Allemagne, Autriche, Belgique, Espagne, Estonie, Finlande, France, Grèce, Irlande, Italie, Pays-Bas, Portugal, République slovaque et Slovénie).

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir des comptes nationaux trimestriels et de la Base de données de l’OCDE sur les statistiques à court terme sur le marché du travail (http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142325

… ce qui pourrait être dû à l’importance croissante de la rigidité à la baisse des salaires ou à la hausse du chômage structurel

Certains éléments montrent que la courbe de Phillips s’est aplatie durant la crise financière mondiale à mesure du ralentissement de la croissance des salaires nominaux. Tel est apparemment le cas dans la zone de l’OCDE, dans la zone euro et aux États-Unis, mais pas au Japon. De surcroît, les estimations par régression des courbes de Phillips montrent que la sensibilité de la croissance des salaires nominaux à l’écart de chômage est généralement nettement plus forte lorsque la conjoncture est favorable que lorsqu’elle ne l’est pas⁷. Le degré d’asymétrie de l’ajustement des salaires au cours du cycle est le même dans la zone euro et aux États-Unis, tandis qu’il est beaucoup plus fort au Japon. Toutefois, au Japon, même lorsque la conjoncture est défavorable, les salaires demeurent relativement élastiques. L’aplatissement de la courbe de Phillips et l’asymétrie de l’ajustement des salaires au cours du cycle pourraient s’expliquer par une résistance des travailleurs à la baisse des salaires nominaux ou par une réticence des employeurs à faire usage de ces baisses (Bewley, 1999) ou encore par le fait qu’il est possible que les chômeurs soient de plus en plus nombreux à ne plus se faire concurrence pour accéder à l’emploi. Selon toute vraisemblance, ces facteurs jouent un rôle d’autant plus grand que le chômage reste élevé longtemps : en effet, dans ce cas, l’inflation tend à être faible, si bien qu’il devient de plus en plus difficile de faire baisser les salaires réels sans réduire les salaires nominaux, et le risque augmente de voir la hausse conjoncturelle du chômage devenir structurelle (voir le chapitre 1). La suite de cette section est consacrée au rôle de la rigidité à la baisse des salaires nominaux et au processus d’ajustement des salaires en général.

Encadré 2.2. Estimation de courbes de Phillips des salaires

Pour évaluer de manière plus formelle l’élasticité des salaires à l’écart de chômage, nous estimons des courbes de Phillips au moyen du modèle dynamique des salaires ci-après :

Δlnwit = αi + β0Δlnwit-1 + β1uit + β2Δlnπit + β3Δlnxit + εit (1)

où Δlnwit désigne le taux de croissance trimestriel des salaires horaires nominaux, u l’écart de chômage, égal à la différence entre le taux de chômage et la moyenne nationale au cours de la période d’observation, Δlnπit le taux d’inflation trimestriel et Δlnxit le taux de croissance trimestriel de la productivité horaire du travail. Les indices i et t désignent respectivement le pays et la période. Le modèle est analogue à celui employé par la Banque centrale européenne (BCE, 2012). Prévoir des décalages supplémentaires ne modifie pas les résultats qualitatifs. Le tableau ci-après présente les résultats de la régression de la spécification présentée dans l’équation (1) ci-dessus (modèle 1 dans le tableau), estimée à partir de données trimestrielles relatives à 26 pays de l’OCDE au cours de la période comprise entre le premier trimestre de 1985 et le quatrième trimestre de 2013. Dans une extension (modèle 2 figurant dans le tableau), on ajoute au modèle de base une variable indicatrice égale à 1 à partir du début de la crise financière mondiale et une variable d’interaction entre cette variable indicatrice et l’écart de chômage, afin de tester l’hypothèse d’une modification de la relation entre la croissance des salaires nominaux et l’écart de chômage depuis le début de la crise. Dans une autre extension (modèle 3), on ajoute au modèle de base une variable indicatrice correspondant à un écart de chômage positif et un terme d’interaction de cette variable avec l’écart de chômage, pour apprécier si la sensibilité de la croissance des salaires nominaux varie selon que l’écart de chômage est positif ou négatif. Le tableau ci-après récapitule les estimations obtenues pour β1, qui rend compte de la sensibilité de la croissance des salaires nominaux à l’écart de chômage, et des termes d’interaction entre les variables indicatrices de la crise et de l’écart de chômage avec l’écart de chômage.

Estimation par régression de courbes de Phillips des salaires
| Total | Zone euro | Japon | États-unis
Modèle 1 |  |  |  |
Effet moyen du chômage | -0.146*** | -0.146*** | -0.411*** | -0.138***
| (0.015) | (0.019) | (0.085) | (0.048)
Modèle 2 |  |  |  |
Effet du chômage avant la crise | -0.107*** | -0.084*** | -0.430*** | -0.120
| (0.012) | (0.031) | (0.092) | (0.093)
Effet supplémentaire depuis le début de la crise | -0.047** | -0.069** | 0.146 | 0.029
| (0.019) | (0.028) | (0.197) | (0.125)
Modèle 3 |  |  |  |
Effet du chômage lorsque l’écart de chômage est négatif | -0.250*** | -0.294*** | -0.781*** | -0.268*
| (0.036) | (0.048) | (0.262) | (0.144)
Effet supplémentaire lorsque l’écart de chômage est positif | 0.100*** | 0.147*** | 0.509 | 0.144
| (0.025) | (0.035) | (0.311) | (0.174)
Nombre de pays | 26 | 14 | 1 | 1
Observations | 1 631 | 756 | 94 | 94
Les erreurs-types sont indiquées entre parenthèses. *, **, *** : significatif aux seuils de 10 %, 5 % et 1 %, respectivement..
Se reporter aux notes figurant sous le graphique 2.2 pour de plus amples informations sur les pays pris en compte et la définition des variables.
Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base des comptes nationaux trimestriels et la Base de données de l’OCDE sur statistiques à court terme sur le marché du travail (http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr).
StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142894

Avant la crise financière mondiale, les ajustements à la baisse des salaires nominaux comme des salaires réels étaient limités

L’analyse globale a déjà donné une première indication sur le fait que la rigidité à la baisse des salaires a exercé une influence potentiellement importante sur la dynamique de la croissance des salaires et du chômage durant la crise financière mondiale et la reprise qui l’a suivie. Dans cette partie, nous décrivons plus précisément la nature de la rigidité à la baisse des salaires réels et nominaux dans les pays de l’OCDE en nous appuyant sur des microdonnées. L’analyse porte sur les travailleurs à plein temps restant dans la même entreprise d’une année sur l’autre. La sensibilité des salaires des travailleurs nouvellement recrutés est analysée séparément ci-dessous.

La rigidité à la baisse des salaires nominaux est définie comme la réticence des salariés à accepter une réduction de leur salaire nominal et celle des employeurs à recourir à cette réduction⁸. La rigidité à la baisse des salaires réels correspond à la difficulté à réduire les salaires en termes réels, c’est-à-dire à fixer des hausses du salaire nominal inférieures au taux d’inflation⁹. La présence d’une rigidité à la baisse des salaires réels et nominaux est souvent associée à un gel des salaires, qui se traduit par la présence d’un pic aux alentours de zéro dans la distribution des variations des salaires nominaux/réels et par une dépression juste en deçà de zéro¹⁰. Il existe une méthode simple pour apprécier le degré de rigidité à la baisse des salaires, qui consiste à mesurer quel pourcentage des baisses théoriques de salaire – le nombre de baisses souhaitées, qui auraient eu lieu en l’absence de rigidité – n’a pas eu lieu à cause de la rigidité à la baisse. Pour obtenir une estimation de ce pourcentage, il est utile de calculer la part des gels de salaire rapportée à la somme des gels et réductions de salaire effectifs, ce qui suppose d’admettre qu’en l’absence de rigidité, les salaires ne seraient pas gelés. La rigidité nominale et la rigidité réelle peuvent l’une comme l’autre avoir d’importantes conséquences sur l’ajustement des salaires réels et, par conséquent, sur l’évolution du chômage au cours du cycle économique¹¹. Toutefois, les mécanismes qui sont à l’œuvre dans l’un et l’autre cas sont relativement différents, ce qui a des implications potentiellement importantes en termes de politiques publiques. La rigidité à la baisse des salaires nominaux constitue davantage un problème lorsque l’inflation est faible et a donc parfois été utilisée comme argument pour plaider en faveur de l’adoption de cibles d’inflation plus élevées pour la conduite de la politique monétaire (Schmitt-Grohé et Uribe, 2013). La rigidité des salaires réels s’explique davantage par le rôle des institutions en place en matière de fixation des salaires, par exemple les négociations salariales collectives, l’indexation automatique des salaires et l’existence de salaires planchers.

La plupart des données empiriques sur la rigidité à la baisse des salaires concernent la période antérieure à la crise financière mondiale. Dickens et al. (2007) montrent, à partir de microdonnées relatives à 16 pays de l’OCDE et se rapportant à la période antérieure à la crise, que la rigidité des salaires nominaux comme celle des salaires réels peuvent jouer un rôle important. Ils estiment qu’en moyenne dans les différents pays, la part des réductions théoriques de salaire qui n’ont pas eu lieu à cause de la rigidité des salaires nominaux d’une part et des salaires réels d’autre part est légèrement inférieure à 30 %. Cependant, ils constatent aussi que la fréquence de la rigidité à la baisse des salaires diffère fortement d’un pays à l’autre et que ces disparités sont difficiles à interpréter¹². Holden et Wulfsberg (2008, 2009, 2014) utilisent des données semi-agrégées au niveau sectoriel se rapportant à 19 pays de l’OCDE au cours de la période 1971-2006 et confirment l’importance de la rigidité à la baisse des salaires nominaux, tandis que leurs conclusions sur la rigidité des salaires réels sont plus limitées. Comme ils exploitent des données par secteur d’activité, les indicateurs de salaire utilisés ne concernent pas seulement les personnes qui ne changent pas d’emploi : ils rendent également compte d’importants effets de composition dus à l’entrée et sortie d’emploi de travailleurs dans un secteur. Si une rigidité à la baisse des salaires nominaux subsiste au niveau sectoriel et n’est donc pas intégralement compensée par une hausse de la flexibilité à la marge, la présence de rigidités à la baisse a vraisemblablement d’importantes conséquences sur la sensibilité de l’emploi et du chômage au cycle conjoncturel (voir également, ci-après, l’analyse de la sensibilité des salaires au cycle dans le cas des nouvelles embauches). À noter que les auteurs constatent que la rigidité à la baisse des salaires nominaux a nettement diminué depuis les années 70. L’explication la plus vraisemblable de cette diminution a trait à la baisse progressive de l’inflation et au déplacement de la distribution des variations du salaire nominal vers la gauche qui en est le corolaire. Ce phénomène augmente l’ampleur des diminutions théoriques de salaire et réduit la probabilité que la rigidité nominale empêche ces diminutions. Il ne faut cependant pas pour autant en déduire que la rigidité des salaires nominaux revêt moins d’importance pour les fluctuations de l’emploi. En effet, même si la probabilité que les baisses théoriques de salaire soient impossibles du fait que cette rigidité est moins forte, il n’en reste pas moins que la proportion de travailleurs exposés à ces baisses a vraisemblablement augmenté¹³.

Depuis la crise, les ajustements à la baisse des salaires réels sont généralement devenus plus courants tandis que les salaires nominaux planchers sont devenus plus contraignants

On ne dispose pas de données complètes sur différents pays au sujet de la manière dont la fréquence de la rigidité à la baisse des salaires a évolué depuis le début de la crise. On peut le regretter parce qu’il est possible que le nombre de personnes susceptibles d’être concernées par cette rigidité ait augmenté à mesure du ralentissement de l’inflation et de la croissance des salaires réels. Des informations actualisées sur cet aspect et sur la fréquence de la rigidité à la baisse des salaires seraient donc très utiles à la compréhension de l’évolution du chômage depuis le début de la crise et de sa persistance. Daly et al. (2013) montrent, à partir de données issues d’enquêtes sur la population active conduites aux États-Unis, que le gel des salaires nominaux est devenu nettement plus fréquent depuis le début de la crise financière mondiale, ce qui pourrait expliquer que la croissance globale des salaires soit devenue moins sensible au sous-emploi, ralentissant ainsi le redressement du marché du travail¹⁴. Elsby et al. (2013) emploient des données administratives relatives au Royaume-Uni pour analyser l’évolution de la rigidité nominale entre la fin des années 70 et 2011. Ils constatent que, contrairement à ce qui est observé pour les États-Unis, les travailleurs sont beaucoup plus nombreux qu’on ne le pense généralement à avoir accepté des baisses de leur salaire nominal au cours de la période qui a suivi la crise et ils en déduisent qu’au Royaume-Uni, la rigidité à la baisse des salaires nominaux n’a pas joué un rôle considérable dans l’évolution du chômage depuis le début de la crise¹⁵. Doris et al. (2013) utilisent des données administratives récentes et des données recueillies auprès des ménages pour analyser la rigidité à la baisse des salaires nominaux en Irlande. Comme dans le cas du Royaume-Uni, ils observent que de nombreux indices démontrent qu’il y a eu flexibilité des salaires, les baisses du salaire nominal ayant été beaucoup plus nombreuses que les gels, mais aussi que les baisses comme les gels sont devenus sensiblement plus fréquents depuis le début de la crise.

Le graphique 2.3 présente de nouveaux faits stylisés sur la rigidité à la baisse des salaires nominaux, établis à partir de données complètes issues d’enquêtes sur la population active ou auprès des ménages et se rapportant à 19 pays de l’OCDE. La partie A du graphique s’appuie sur des données relatives à 2010 et fournit, pour chaque pays, des informations sur la fréquence des baisses du salaire nominal et des gels du salaire nominal¹⁶, ainsi que sur l’incidence des baisses du salaire réel couplées à une hausse du salaire nominal. La partie B présente l’évolution de chacune de ces catégories depuis le début de la crise dans chaque pays. Enfin, la partie C présente la distribution intégrale des variations des salaires nominaux et réels en 2007 et 2010, en moyenne dans l’ensemble des pays. L’analyse réalisée pour construire ces graphiques repose sur le salaire mensuel des salariés à plein temps qui ont conservé le même poste d’une année sur l’autre.Le Portugal, l’Espagne et le Royaume-Uni apparaissent deux fois dans les parties A et B, l’analyse ayant été effectuée d’une part à partir de données recueillies auprès des ménages dans le cadre de l’enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU SILC) et d’autre part à partir de données administratives. La différence de résultats selon la source de données utilisée s’explique peut-être par le fait que l’erreur de mesure est plus importante dans le cas des données recueillies auprès des ménages, par des différences au niveau de la définition du concept de revenu (qui se rapporte au salaire de base dans les données administratives se rapportant au Portugal et au Royaume-Uni, tandis qu’il correspond à toute forme de rémunération dans les autres cas) et par des disparités au niveau du champ des échantillons (le secteur privé dans le cas des données administratives relatives au Portugal et à l’Espagne et l’économie dans son ensemble dans les autres cas). Seules les données recueillies auprès des ménages ont été prises en compte dans le calcul des moyennes présentées par le graphique 2.3. Les principaux enseignements du graphique sont les suivants :

Partie A. Les baisses du salaire réel ont été nombreuses. En moyenne dans l’ensemble des pays, 49 % des travailleurs ont vu leur salaire réel diminuer en 2010. C’est en Finlande que ces baisses ont été les moins fréquentes, touchant un tiers de la main-d’œuvre, et en Estonie, au Portugal et au Royaume-Uni (d’après les données administratives) qu’elles ont été les plus fréquentes, concernant près des deux tiers de la main-d’œuvre. En moyenne dans l’ensemble des pays, deux tiers de ces baisses du salaire réel (69 %) ont résulté d’une diminution du salaire nominal, ce qui correspond environ à un travailleur sur trois (34 %). Cette fréquence élevée des baisses de salaire nominal est probablement due au rôle joué par les composantes variables de la rémunération telles que les primes et la rémunération des heures supplémentaires, mais rend aussi vraisemblablement compte de réductions temporaires de la durée effective de travail liées au recul de l’activité économique¹⁷. Comparativement, les gels du salaire nominal ont été globalement peu nombreux, ne concernant qu’environ 9 % des travailleurs¹⁸. Compte tenu de la fréquence des baisses et des gels du salaire nominal, il est permis d’avancer qu’en moyenne dans l’ensemble des pays, environ une baisse théorique de salaire nominal sur cinq (21 %) n’a pas eu lieu en raison d’une rigidité à la baisse. Les pays où la rigidité est très forte sont la Grèce et le Portugal (lorsque l’analyse est réalisée à partir de données administratives), où l’on estime qu’en 2010, respectivement la moitié et les trois quarts des baisses théoriques de salaire nominal n’ont pas eu lieu en raison de la rigidité des salaires¹⁹. Au Portugal, en Espagne et au Royaume-Uni, une comparaison des résultats obtenus à partir des données administratives avec ceux obtenus à partir des données recueillies auprès des ménages laisse penser que la fréquence des diminutions du salaire réel est globalement similaire, mais que les baisses de salaire nominal sont nettement moins nombreuses quand elles sont mesurées d’après les données administratives²⁰. Cet écart s’explique dans une très large mesure par le fait que les données administratives reposent sur une définition plus étroite du salaire horaire de base. Les ajustements du salaire horaire réel résultent surtout de l’inflation, en particulier au Portugal, mais les baisses de salaire nominal jouent un rôle plus important quand les composantes plus variables de la rémunération sont prises en compte²¹.

Partie B. Entre 2007 et 2010, la fréquence des baisses du salaire réel a augmenté de 8 points de pourcentage, la distribution de la croissance des salaires s’étant déplacée vers la gauche. C’est en Estonie, en Grèce, aux Pays-Bas, au Portugal et au Royaume-Uni (d’après les données administratives) que cette augmentation a été la plus forte. En moyenne dans l’ensemble des pays qui apparaissent sur le graphique 2.3, l’essentiel de cet accroissement de la fréquence des baisses du salaire réel s’explique par une hausse de 6 points de pourcentage de la fréquence des baisses du salaire nominal. La fréquence des gels du salaire nominal a connu une hausse modeste en termes absolus, d’à peine 3 points de pourcentage, mais de plus de 50 % en proportion. Cette augmentation est particulièrement forte en Grèce, où elle a atteint 26 points de pourcentage, et au Portugal, où elle s’est établie à 11 points de pourcentage (d’après les données administratives). Dans la majorité des pays, le degré de rigidité à la baisse des salaires nominaux est resté relativement stable, sauf en Estonie, en Grèce, aux Pays-Bas, en Pologne, en Espagne (données administratives) et au Royaume-Uni (données administratives), où il a considérablement augmenté²². Dans l’ensemble, le pourcentage de salariés ayant vu leur salaire réel baisser malgré une augmentation de leur salaire nominal a diminué, la distribution de la croissance des salaires s’étant déplacée vers la gauche. S’agissant du Portugal, de l’Espagne et du Royaume-Uni, une comparaison des résultats obtenus d’après les données recueillies auprès des ménages ou dans le cadre d’enquêtes sur la population active avec ceux obtenus d’après les données administratives montre que la hausse proportionnelle des gels du salaire nominal est beaucoup plus forte d’après les données administratives que d’après celles recueillies auprès des ménages. Il s’ensuit que la hausse de la proportion estimée des baisses théoriques de salaire qui n’ont pas eu lieu en raison de la rigidité nominale est également beaucoup plus forte quand on utilise les données administratives.

Partie C. Avant que la crise n’éclate, en 2007, la rigidité des salaires nominaux et celle des salaires réels jouaient l’une et l’autre un rôle, même si la rigidité réelle semble, en moyenne dans l’ensemble des pays, avoir joué un rôle un peu plus important. En témoigne le fait que le pic observé en zéro dans la distribution des variations du salaire est plus élevé dans le cas des salaires réels (partie de gauche) que dans le cas des salaires nominaux (partie de droite), en termes absolus et par rapport à la fréquence des petites augmentations ou diminutions du salaire. Toutefois, en 2010, la situation avait changé de manière spectaculaire. Le rôle de la rigidité nominale avait sensiblement augmenté, le gel des salaires nominaux étant devenu nettement plus fréquent, en termes absolus comme relatifs. Ce résultat va dans le même sens que l’aplatissement de la courbe de Phillips observée sur le graphique 2.2. A contrario, on n’observe plus de pic en zéro dans la distribution des variations des salaires réels, ce qui laisse penser que la rigidité des salaires réels a disparu. L’importance des deux types de rigidité avant le début de la crise et l’accroissement de l’importance relative de la rigidité nominale durant la crise vont dans le même sens que l’analyse présentée dans l’encadré 2.3, réalisée à partir de données relatives l’Espagne au cours de la période 2007-12²³. En outre, ces données montrent également que la rigidité des salaires nominaux a sensiblement augmenté en Espagne depuis 2010, puisqu’elle a empêché environ une baisse théorique de salaire sur deux en 2012. Cette rigidité est encore plus fréquente parmi les travailleurs faiblement rémunérés, concernant plus des deux tiers d’entre eux. Il est fort possible qu’elle ait contribué à l’ampleur des pertes d’emploi parmi cette catégorie de salariés.

Graphique 2.3. La rigidité à la baisse des salaires nominaux tend à devenir plus contraignante depuis le début de la crise

Adm. : données administratives.

a. Les données relatives à la Grèce se rapportent à 2009.

b. L’échantillon est composé de salariés à plein temps (âgés de 15 à 64 ans) travaillant pour le même employeur depuis au moins un an.

c. Salaire net.

d. Moyenne non pondérée (hors résultats obtenus à partir de données administratives).

e. Les données relatives aux États-Unis se rapportent à 2006-10, celles relatives à l’Espagne à 2008-10 (données administratives) et celles relatives à la Grèce à 2007-09.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de données recueillies dans le cadre d’enquêtes auprès des ménages ou sur la population active : enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) pour les pays européens, Household, Income and Labour Dynamics (HILDA) pour l’Australie, German SOcio-Economic Panel (GSOEP) pour l’Allemagne et enquêtes sur la population active pour la France, le Royaume-Uni et les États-Unis. Les calculs effectués sur la base de données administratives ont été fournis par : Pedro Portugal pour le Portugal, sur la base de Quadros de Pessoal (2003-09) et Inquérito Único (2010-12), Marcel Jansen, Sergi Jimenez et Jose Ignacio Garcia Pérez pour l’Espagne, sur la base de Muestra Continua de Vidas Laborales, et par Michael Elsby, Donggyun Shin et Gary Solon (2013) pour le Royaume-Uni, sur la base de la New Earnings Survey.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142331

Les mécanismes de fixation des salaires jouent un rôle déterminant dans l’ajustement des salaires

Il est possible que les politiques et institutions du marché du travail aient joué un rôle croissant dans la rigidité à la baisse des salaires nominaux depuis le début de la crise : alors qu’auparavant, les gels du salaire nominal étaient en grande partie dus au fait que les employeurs redoutaient les effets négatifs des baisses de salaire nominal sur la motivation et la productivité, il est possible que l’ampleur de la crise ait éclipsé ces craintes. Outre le fait qu’en période de crise, il peut être plus difficile d’éviter des baisses du salaire nominal parce que la survie de l’entreprise est parfois en jeu, les craintes au sujet des effets négatifs que ces baisses peuvent avoir sur la productivité ont peut-être perdu de leur pertinence. Ainsi, Smith (2013) montre, à partir de données relatives au Royaume-Uni, que la satisfaction dans l’emploi diminue fortement après des baisses du salaire nominal mais que cet effet disparaît si les baisses sont réparties entre un grand nombre de travailleurs²⁴. Il est donc fort possible que l’accroissement du rôle de la rigidité à la baisse des salaires nominaux depuis le début de la crise s’explique par la réticence des travailleurs à accepter des baisses de leur salaire nominal mais aussi par les institutions de fixation des salaires. Même si Holden et Wulfsberg (2014) montrent que les politiques et institutions du marché du travail jouaient déjà un rôle dans cette rigidité avant la crise²⁵, il est permis de penser que ce rôle s’est encore renforcé, certaines institutions de fixation des salaires visant désormais à protéger les salaires en termes, non plus réels mais nominaux. Par exemple, dans la conjoncture économique actuelle, les syndicats n’ont peut-être pas suffisamment de pouvoir de négociation pour préserver les salaires réels mais sont peut-être encore en mesure d’obtenir le maintien des salaires nominaux. De surcroît, dans plusieurs pays, notamment en Irlande, au Portugal et en Espagne, le salaire minimum légal est resté quasiment constant en termes nominaux durant la majeure partie de la crise.

Encadré 2.3. Analyse de la rigidité à la baisse des salaires : illustration à partir de données administratives relatives à l’Espagne*

Dans cet encadré, nous analysons la rigidité à la baisse des salaires nominaux et réels à partir de données administratives relatives à l’Espagne et se rapportant à la période comprise entre le début de la crise financière mondiale, en 2007, et 2012. L’Espagne est un exemple particulièrement intéressant parce que le chômage y a augmenté pour dépasser 25 % à la suite de la crise financière, tandis que parallèlement, le taux de chômage de longue durée a plus que doublé. La grande qualité des données administratives permet de tirer des conclusions fiables sur la question de la rigidité salariale pour l’Espagne, mais peut aussi être exploitée pour tester la robustesse des résultats obtenus à partir de données recueillies auprès des ménages espagnols, ce qui est fait dans le corps du texte.

La principale difficulté à surmonter pour analyser la rigidité salariale à la baisse consiste à construire une distribution théorique des évolutions salariales, non affectée par une rigidité à la baisse. Dans les travaux de recherche, les auteurs ont construit les distributions théoriques soit en partant de l’hypothèse que cette distribution est symétrique et que sa partie droite n’est pas affectée par les rigidités salariales (Card et Hyslop, 1997), soit en postulant que durant les périodes caractérisées par une forte hausse des salaires réels ou nominaux, la rigidité à la baisse des salaires n’est pas contraignante si bien que la distribution théorique de l’évolution des salaires ne varie pas dans le temps (Kahn, 1997). Malheureusement, aucune de ces deux méthodes n’est adaptée au contexte actuel parce que les données ne comprennent pas de périodes de forte hausse des salaires et parce qu’il n’est pas réaliste de partir du principe que la partie droite de la distribution à partir de la médiane n’est pas affectée par les rigidités salariales à la baisse (comme nous le démontrons ci-après). C’est pourquoi nous ne tentons pas, dans la présente analyse, de construire des distributions théoriques et préférons adopter une approche descriptive.

Le graphique ci-après représente l’évolution de la distribution de la croissance des salaires depuis le début de la crise financière mondiale, à partir d’une comparaison entre la distribution en 2008 et la distribution en 2012. Pour effectuer cette comparaison, nous divisons la distribution en classes de 0.5 %. L’axe vertical mesure la fraction de la main-d’œuvre comprise dans chaque classe. Pour donner une idée de l’ampleur de la rigidité des salaires réels, nous représentons également le taux d’inflation anticipé de chaque année (correspondant au taux d’inflation un an plus tôt).

En 2008, la rigidité à la baisse des salaires nominaux semble avoir été modeste, et la rigidité des salaires réels a dépassé celle des salaires nominaux. Le pourcentage de travailleurs figurant dans la classe qui comprend « zéro » est supérieur d’environ 1.7 point au pourcentage de travailleurs figurant dans chacune des classes adjacentes. D’après le nombre observé de baisses et de gels du salaire nominal, environ une baisse théorique sur dix n’a pas eu lieu en raison de la rigidité à la baisse des salaires nominaux. La rigidité des salaires réels semble avoir été plus importante : on observe en effet un pic très élevé au voisinage du taux d’inflation et d’importants effets d’arrondi dans les classes situées immédiatement à droite, même s’il reste difficile de mesurer précisément l’ampleur de la rigidité des salaires réels sans construire de distribution théorique des variations de salaire. L’ampleur relative de la rigidité des salaires réels pourrait être due à l’effet des clauses d’indexation automatique prévues dans les conventions collectives (OCDE, 2013c).

Entre 2008 et 2012, l’importance des rigidités salariales à la baisse a fortement augmenté, la distribution de l’évolution des salaires s’étant déplacée vers la gauche. Toutefois, contrairement à ce qui est observé en 2008, la rigidité salariale revêt en grande partie la forme d’une rigidité des salaires nominaux, tandis qu’il y a peu de signes d’une rigidité des salaires réels. Les baisses comme les gels du salaire nominal sont devenus plus fréquents, mais la fréquence des baisses de salaire nominal est passée de 13 % à 24 %, et la fréquence des gels de 3 % à 22 %. En conséquence, le nombre de baisses théoriques de salaire qui n’ont pas eu lieu à cause de la rigidité à la baisse des salaires nominaux est passé d’un sur six en 2008 à près d’un sur deux en 2012.

La fréquence de la rigidité à la baisse des salaires nominaux a connu une hausse spectaculaire en Espagne depuis le début de la crise financière mondiale

En pourcentage des travailleurs à plein temps ne changeant pas d’emploi (âgés de 15 à 64 ans) au sein de la main-d’œuvre, 2008 et 2012a, b

a. Rémunération brute mensuelle mesurée d’après les assiettes de cotisation (données tronquées au niveau du 90e centile).

b. Les travailleurs employés par les entreprises du secteur marchand non agricole comptant moins de trois salariés, les travailleurs intérimaires, les stagiaires et les apprentis sont exclus.

Source : Calculs réalisés par Marcel Jansen, Sergi Jimenez et Jose Ignacio Garcia Pérez d’après les microdonnées Muestra Continua de Vidas Laborales.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142342

Le graphique ci-après présente les mêmes informations, pour les travailleurs percevant un bas salaire d’une part et ceux qui perçoivent un salaire élevé d’autre part. Sont considérés comme faiblement rémunérés les travailleurs qui appartenaient au tercile inférieur de la distribution des salaires (par niveau) au cours de l’année de référence et comme percevant un salaire élevé ceux qui appartenaient au tercile supérieur. D’après le graphique, les tendances sont qualitativement similaires pour les deux groupes de revenu. Dans les deux cas, la rigidité des salaires réels était plus forte en 2008 (non indiquée), et la rigidité des salaires nominaux beaucoup plus forte en 2012. Toutefois, globalement, en 2008 comme en 2012, l’ampleur de la rigidité salariale à la baisse est beaucoup plus importante pour les travailleurs faiblement que pour ceux qui perçoivent un salaire élevé. Ainsi, en 2012, la fréquence des gels du salaire nominal a amplement dépassé celle des baisses du salaire nominal parmi les travailleurs percevant un bas salaire. Il est possible que deux tiers des baisses théoriques n’aient pas eu lieu du fait de la rigidité des salaires nominaux. En revanche, s’agissant des travailleurs qui perçoivent une rémunération élevée, la fréquence des gels du salaire nominal est nettement inférieure à celle des baisses du salaire nominal et seulement un tiers environ des baisses théoriques ont été empêchées par la rigidité des salaires nominaux. Il semble donc que les salaires soient beaucoup plus flexibles à la baisse parmi les travailleurs qui perçoivent une rémunération élevée, ce qui pourrait signifier que l’ajustement à la crise a en relativement grande partie revêtu la forme de pertes de salaire pour les travailleurs bien rémunérés, tandis que les pertes d’emploi ont été relativement plus nombreuses parmi les travailleurs modestes. La flexibilité relative des salaires élevés pourrait être due à la place plus importante qu’occupent les primes et autres avantages indirects dans la rémunération des travailleurs aisés (Babecky et al., 2012), mais aussi au rôle plus important que jouent, pour les salariés modestes, les planchers de salaire de fait.

La rigidité à la baisse des salaires nominaux concerne surtout les salariés percevant un faible salaire

En pourcentage des travailleurs à plein temps ne changeant pas d’emploi (âgés de 15 à 64 ans) au sein du tercile de revenu considéré, 2012a, b

a. Gain brut mensuel mesuré d’après les assiettes de cotisation (données tronquées au niveau du 90e centile).

b. Les travailleurs employés par les entreprises du secteur marchand non agricole comptant moins de trois salariés, les travailleurs intérimaires, les stagiaires et les apprentis sont exclus.

Source : Calculs réalisés par Marcel Jansen, Sergi Jimenez et Jose Ignacio Garcia Pérez d’après les microdonnées Muestra Continua de Vidas Laborales.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142359

Il est peu probable que les faits stylisés sur l’augmentation de la fréquence de la rigidité des salaires nominaux et sur la diminution de la fréquence de la rigidité des salaires réels présentés ici soient liés à la vaste réforme du marché du travail mise en œuvre en 2012, parce que les effets de cette réforme ne se feront vraisemblablement sentir qu’avec un décalage dans le temps. En réalité, ils s’expliquent sans doute plutôt par un changement d’objectif des institutions de fixation des salaires, par exemple le salaire minimum et les négociations collectives, qui visent désormais non plus à préserver les salaires réels mais à protéger les salaires nominaux. Ainsi, le salaire minimum est effectivement gelé en termes nominaux depuis 2009/10 (il a augmenté d’à peine 2 % entre mi-2009 et début 2014). Il n’en reste pas moins que la réforme du marché du travail aura peut-être, à brève échéance, des retombées importantes sur le processus d’ajustement des salaires. De fait, l’évaluation récemment effectuée par l’OCDE semble indiquer que la réforme commence déjà à produire ses effets en termes de modération salariale et de création d’emplois (OCDE, 2013c).

* Encadré rédigé en coopération avec Marcel Jansen, Sergi Jimenez et Jose Ignacio García Pérez. Nous exprimons nos plus vifs remerciements à Alfonso Arellano, de la Fundación de Estudios de Economía Aplicada (FEDEA), pour son assistance en matière de recherche.

Les salaires d’embauche sont souvent beaucoup plus sensibles au cycle que la rémunération des travailleurs déjà en poste…

Si l’existence d’une rigidité salariale à la baisse parmi les travailleurs qui ne changent pas d’emploi est bien établie, la question de savoir si cette rigidité a ou non un impact sur l’amplitude des fluctuations du chômage et sur sa persistance est loin d’être tranchée. Ainsi, la thèse selon laquelle les rigidités salariales expliquent une partie des fluctuations et de la persistance du chômage au cours du cycle économique a récemment été remise en cause par plusieurs études influentes, selon lesquelles ces fluctuations ne dépendraient pas tant du processus de fixation des salaires des travailleurs déjà en poste que de la manière dont sont définis les salaires d’embauche (Pissarides, 2009 ; Haefke et al., 2013). C’est pourquoi plusieurs études empiriques récentes analysent la sensibilité des salaires au cycle en effectuant une distinction entre les travailleurs qui ne changent pas d’emploi, ceux qui changent de poste et ceux qui sont recrutés après une période d’inactivité. La plupart de ces travaux montrent que les salaires des travailleurs qui changent de poste ou trouvent un emploi après une période d’inactivité sont beaucoup plus sensibles au cycle que ceux des travailleurs qui restent au même poste, voire qu’ils pourraient être aussi procycliques que la productivité (Devereux, 2001 et Haefke et al., 2013, pour les États-Unis ; Devereux et Hart, 2006, pour le Royaume-Uni ; Martins et al., 2012 et Carneiro et al., 2012 pour le Portugal). L’existence de différences systématiques entre les travailleurs qui restent à leur poste et ceux qui viennent d’être recrutés témoigne de l’importance des contrats durables implicitement passés entre employeurs et salariés, et peut entraîner des effets de cohorte persistants correspondant à la situation du marché du travail au moment de l’arrivée d’une génération sur ce marché (Beaudry et DiNardo, 1991).

S’il est établi que les salaires d’embauche sont plus sensibles au cycle que la rémunération des salariés en poste, on sait peu de choses sur la manière dont ces salaires sont fixés. En principe, les institutions de fixation des salaires, par exemple le salaire minimum et la négociation collective, devraient avoir une incidence sur la sensibilité des salaires au cycle pour les salariés en poste comme pour les nouvelles recrues. De surcroît, il est possible que les considérations d’équité qui dissuadent les employeurs de réduire le salaire nominal des salariés déjà en poste jouent également un rôle, à tout le moins dans une certaine mesure, dans la fixation du salaire des nouvelles recrues. Cependant, on dispose de peu de données sur le rôle respectif des institutions de fixation des salaires et des structures internes de rémunération dans la fixation des salaires d’embauche. L’étude de Galuscak et al. (2012) constitue à cet égard une exception notable. Les auteurs, utilisant des données recueillies au niveau des entreprises dans 15 pays européens, constatent que la structure interne de rémunération influence davantage les salaires d’embauche que la situation externe du marché du travail. Ils estiment également que cette situation joue généralement un moins grand rôle pour les travailleurs qui entrent dans le champ d’application d’une convention salariale collective.

… mais dépendent aussi des caractéristiques des institutions de fixation des salaires

Le graphique 2.4 vient compléter les données existantes sur la sensibilité au cycle des salaires des travailleurs en poste et des travailleurs nouvellement embauchés en fournissant de nouveaux éléments à partir de données de panel recueillies au niveau des travailleurs et se rapportant à certains pays européens au cours de la période 2005-10. Plus précisément, le graphique présente des estimations de l’élasticité des salaires horaires au taux de chômage régional pour l’ensemble des travailleurs, pour les travailleurs qui ne changent pas d’emploi et pour les nouvelles recrues. L’estimation de référence de l’élasticité du salaire tient compte des effets de composition via l’introduction d’effets fixes liés aux salariés, ainsi que du rôle éventuel de l’existence d’un salaire minimum légal national²⁶. Pour analyser l’effet du salaire minimum, on permet à l’élasticité des salaires au taux de chômage régional de varier en fonction du salaire minimum en introduisant un terme d’interaction entre le taux de chômage et le salaire minimum rapporté au salaire médian dans la région. Deux conclusions importantes se dégagent des résultats :

Graphique 2.4. Les salaires sont plus sensibles au cycle dans le cas des nouvelles embauches que dans celui des travailleurs déjà en poste

Évolution, en pourcentage, du salaire horaire réel en réaction à une hausse d’un point de pourcentage du taux de chômage régional, pour l’ensemble des travailleurs, les travailleurs qui ne changent pas d’emploi et ceux qui changent d’emploia

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Les estimations tiennent compte d’effets fixes individuels.

Source : Estimations réalisées par l’OCDE sur la base de l’EU-SILC et, pour la France et le Royaume-Uni, des enquêtes nationales sur la population active.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142360

Les salaires des travailleurs nouvellement embauchés sont beaucoup plus sensibles aux fluctuations du chômage dans le temps que ceux des travailleurs qui conservent leur poste. En l’absence de salaire minimum, une hausse d’un point de pourcentage du taux de chômage régional entraîne une baisse de 2.9 % du salaire d’embauche, contre 0.6 % du salaire des salariés déjà en poste. Cette sensibilité du salaire d’embauche en l’absence de salaire minimum est donc conforme au chiffre approximatif de 3 % avancé par Pissarides (2009). Toutefois, si ce chiffre de 3 % est considéré comme globalement compatible, en principe, avec l’existence d’une élasticité unitaire entre salaire et productivité dans un contexte de flexibilité des salaires, Haefke et al. (2013) soulignent que de légères frictions au niveau de la fixation des salaires d’embauche peuvent avoir des effets potentiellement importants sur l’évolution du chômage au cours du cycle économique.

L’existence d’un salaire minimum national a, sur la sensibilité des salaires, une incidence significative mise en évidence par le terme d’interaction entre le taux de chômage régional et le rapport du salaire minimum national au salaire médian dans la région. Plus précisément, il ressort des estimations qu’une hausse de ce rapport de 10 points de pourcentage réduit l’élasticité des salaires d’environ 0.1 point dans le cas des travailleurs qui ne changent pas d’emploi et de 0.3 point dans le cas des travailleurs nouvellement embauchés. En retenant des valeurs de 0.33 et 0.67 pour le rapport du salaire minimum au salaire médian régional, qui correspondent approximativement aux valeurs minimum et maximum constatées dans les pays de l’OCDE (encadré 2.4), les valeurs de l’élasticité obtenues sont beaucoup plus faibles que celles auxquelles on parvient en l’absence de salaire minimum.

Quoique plausibles au vu des récentes études montrant que les salaires des travailleurs nouvellement recrutés sont beaucoup plus sensibles au cycle que ceux des salariés qui changent de poste, ces résultats doivent être interprétés avec une grande prudence. Si les effets de composition liés aux mouvements d’entrée et de sortie de la main-d’œuvre sont pris en compte dans l’analyse via l’introduction d’effets fixes individuels, ceux liés aux modifications de la composition des emplois nouvellement créés au cours du cycle ne le sont pas. Ainsi, d’après les travaux récents de Gertler et Trigari (2009), Hagedorn et Manovski (2013), Gertler et al. (2013), l’élasticité des salaires des nouvelles recrues est sous-estimée (elle est plus forte en valeur absolue). La raison en est que les emplois créés lorsque la conjoncture est mauvaise sont généralement de moins bonne qualité que ceux créés lorsque la situation économique est favorable, y compris après prise en compte des effets fixes individuels, parce que la composition des caractéristiques de l’emploi, des caractéristiques des entreprises et de la qualité de l’appariement change au cours du cycle. Les auteurs, utilisant des méthodes différentes sur des données relatives aux États-Unis, montrent que la majorité voire la totalité des différences d’élasticité du salaire observées entre les travailleurs qui ne changent pas d’emploi et les nouvelles recrues disparaissent lorsque les effets des caractéristiques de l’emploi ou des différences de qualité de l’appariement sont pris en compte²⁷. Par conséquent, ces travaux laissent penser, non seulement que la rigidité à la baisse des salaires des travailleurs qui ne changent pas de poste a vraisemblablement une forte incidence sur la persistance du chômage pendant une phase de reprise, mais aussi que les nouveaux emplois créés sont de moins bonne qualité (par exemple, dans les pays européens, ces nouveaux emplois sont souvent créés dans le cadre de contrats temporaires).

Bien que le récent débat sur la sensibilité au cycle des salaires à la marge remette quelque peu en cause la thèse selon laquelle l’analyse de la rigidité à la baisse des salaires des travailleurs qui ne changent pas d’emploi permet de mieux comprendre les variations conjoncturelles du chômage, il ne faut pas pour autant en déduire que les modalités de fixation des salaires des travailleurs en poste ne jouent pas un rôle, et ce pour au moins trois raisons. Premièrement, il est peu probable que la dynamique des salaires des travailleurs qui ne changent pas d’emploi et la dynamique des salaires d’embauche soient totalement indépendantes l’une de l’autre. Ainsi, les résultats présentés par le graphique 2.4 laissent penser que le salaire minimum a une incidence sur la dynamique des salaires de ces deux catégories de travailleurs. Deuxièmement, l’évolution des salaires après l’embauche a également de l’importance (Kudlyak, 2011). Si les salaires étaient totalement flexibles et si les différences de salaire liées à la conjoncture économique au moment de l’embauche persistaient intégralement, les incitations à la création d’emploi resteraient globalement constantes tout au long du cycle²⁸. En revanche, si les différences de salaire liées à la conjoncture au moment de l’embauche disparaissent au fil de la relation employeur-salarié, la création d’emploi a un caractère plus procyclique. Troisièmement, même en supposant que les rigidités salariales observées parmi les travailleurs qui ne changent pas d’emploi soient sans incidence sur la dynamique de l’emploi au cours du cycle, la dynamique des salaires de cette catégorie de travailleurs revêt une importance fondamentale pour le taux d’inflation, la croissance des coûts unitaires de main-œuvre et la compétitivité extérieure.

2. Comment le coût de l’ajustement est-il réparti au sein de la population active ?

Comme nous l’avons déjà souligné, interpréter la dynamique des salaires agrégés au cours du cycle économique est une tâche compliquée, en raison du fait que l’évolution de la structure de la main-d’œuvre, souvent particulièrement importante en période de profonde récession, constitue une source de confusion. De plus l’évolution des salaires agrégés ne rend compte que de l’évolution moyenne et ne renseigne pas sur la manière dont l’ajustement est réparti au sein de la main-d’œuvre²⁹. Pour tenter d’apporter un éclairage sur ces questions, cette section documente l’ajustement de la croissance des salaires depuis le début de la crise dans différents segments de la main-d’œuvre. Cette analyse est également complétée par une discussion de l’influence relative des effets prix (ou purs) de l’ajustement des salaires et des effets de structure (ou composition).

Le ralentissement de la croissance des salaires réels a été généralisé à l’ensemble de la distribution des gains…

Afin d’analyser comment l’ajustement des salaires réels a varié parmi les salariés selon le niveau des gains, la différence du taux de croissance annuel moyen des salaires réels entre la période depuis le début de la crise (2007-12) et la période avant la crise (2000-07) est comparée pour les salariés au niveau du 1er décile (inférieur), 5e décile (médiane) et 9e décile (supérieur) de la répartition des gains (graphique 2.5). Cette analyse repose sur la Base de données sur la distribution des salaires qui fournit des informations sur la ventilation des gains des salariés à plein temps dans 26 pays de l’OCDE. Les résultats suivants s’ensuivent:

Le ralentissement du taux de croissance des salaires a été relativement bien réparti sur l’ensemble de la distribution des gains (grahique 2.5). Le taux de croissance annuel moyen des salaires réels a reculé de 1.0 point de pourcentage dans le décile inférieur, 1.1 points de pourcentage au niveau de la médiane et de 1.5 points de pourcentage dans le décile supérieur. Le ralentissement plus limité de la croissance des salaires réels au niveau du décile inférieur est cohérent avec l’analyse pour l’Espagne dans la section 1 qui montre que la rigidité à la baisse des salaires nominaux est plus prononcée pour les travailleurs faiblement rémunérés. Le ralentissement relativement faible au bas de la distribution peut également refléter le rôle contraignant que jouent les salaires minimum et les conventions collectives dans certains pays de l’OCDE. Bien que ces facteurs soient susceptibles d’avoir atténué les conséquences sociales des ajustements salariaux à la baisse, une diminution, même modeste, des salaires ou de la croissance des salaires peut conduire à des difficultés économiques pour les travailleurs occupant des emplois précaires et ayant des conditions de vie difficiles.

L’évolution de la distribution de la croissance des salaires varie cependant fortement d’un pays à l’autre :

Le ralentissement de la croissance des salaires du décile inférieur a été relativement prononcé en Corée, en Espagne, en Hongrie, en République tchèque, et au Royaume-Uni (entre 2 et 5 points de pourcentage)³⁰. Alors que la croissance des salaires au bas de la distribution en Allemagne et aux États-Unis a augmenté ou est restée stable, ces pays ont connu des baisses importantes du salaire réel en valeur absolue de 8 % et 2 % respectivement, au cours des sept années qui ont précédé la crise. Aux États-Unis, depuis le début des années 2000, la baisse continue de la croissance du salaire réel en bas de la distribution des salaires a accru les préoccupations des pouvoirs publics au sujet de la hausse de l’emploi faiblement rémunéré et a conduit à des appels en faveur d’une augmentation du salaire minimum fédéral. Le gouvernement Obama a proposé de porter ce salaire à 10.10 USD en 2016 (voir l’encadré 2.4)³¹.

Le ralentissement de la croissance du salaire réel médian a été plus prononcé en Espagne, en Hongrie et en République tchèque (environ de 5 points de pourcentage) et en Corée, en Grèce, en Pologne et au Royaume-Uni (plus de 2 points de pourcentage). Cependant, il y a eu une accélération notable de la croissance du salaire médian d’environ 3 points de pourcentage au Chili.

La croissance des salaires réels du décile supérieur a décéléré de plus de 5 points de pourcentage par rapport à la période précédant la crise en Espagne, en Grèce, en Hongrie et en République tchèque et de plus de 3 points de pourcentage en Corée et au Royaume-Uni, tandis qu’elle a accéléré d’environ 5 points de pourcentage au Chili.

Graphique 2.5. Le ralentissement de la croissance des salaires réels a été généralisé

Différence de la croissance annuelle moyenne du salaire réel entre 2000-07a et 2007-12b pour différents déciles de la distribution des salaires

Note : Les estimations de salaires utilisées dans les calculs se réfèrent aux salaires bruts des salariés à temps complet. Cependant, cette définition peut varier légèrement d’un pays à l’autre. Le site Internet www.oecd.org/emploi/perspectives fournit des informations complémentaires sur les sources et les concepts des données nationales relatives aux salaires. Les pays sont classés dans l’ordre croissant, en fonction de la différence de la croissance annuelle moyenne du salaire réel du premier décile.

a. 2000-08 pour la Suisse ; 2000-09 pour le Chili ; 2001-07 pour Israël ; 2001-08 pour la Pologne ; 2002-07 pour la République slovaque ; et 2004-07 pour l’Espagne, la Grèce et l’Italie.

b. 2007-10 pour la France ; 2007-11 pour Israël ; 2008-10 pour la Suisse ; 2008-12 pour la Pologne ; et 2009-11 pour le Chili.

c. Moyenne non pondérée des pays apparaissant sur le graphique.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir de la Base de données de l’OCDE sur la distribution des revenus (http://dx.doi.org/10.1787/data-00302-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142378

Encadré 2.4. Le rôle du salaire minimum

Si le nombre élevé de chômeurs est au cœur des préoccupations des pouvoirs publics, le problème de l’emploi mal rémunéré est également une source d’inquiétude (voir l’examen de la qualité de l’emploi au chapitre 3), en particulier lorsqu’il s’accompagne d’une pauvreté dans l’emploi ou s’explique par une impossibilité, pour les travailleurs, de trouver un emploi qui leur permet d’exploiter pleinement leurs compétences. Ce problème se pose même dans des pays comme l’Allemagne, où le taux de chômage a beaucoup reculé pendant la crise, ou les États-Unis, où il a fortement chuté par rapport au pic atteint en 2009. Dans ces deux pays, la proportion de travailleurs faiblement rémunérés, percevant moins des deux tiers du salaire médian, est supérieure à la moyenne de l’OCDE, touchant environ un cinquième des salariés en Allemagne et un quart aux États-Unis. Dans les deux cas, le gouvernement fédéral a proposé des mesures pour remédier aux difficultés liées à l’emploi mal rémunéré : l’Allemagne a proposé d’instaurer un salaire minimum légal national et les États-Unis envisagent de relever sensiblement le salaire minimum existant. Outre le fait que le relèvement des bas salaires constitue un progrès en termes d’équité, un salaire minimum fixé à un niveau adéquat peut également contribuer à encourager les personnes inactives en marge du marché du travail, en particulier les personnes peu qualifiées, à rechercher activement un emploi.

Lorsque l’on fixe le montant du salaire minimum, il est important de rechercher un juste équilibre, un niveau trop élevé risquant de réduire les perspectives d’emploi des travailleurs peu qualifiés, tandis qu’un niveau trop faible risque de ne pas remédier à la pauvreté dans l’emploi et d’affaiblir les incitations à travailler. Les pays de l’OCDE ont suivi des chemins très différents pour parvenir à cet équilibre. Pour les travailleurs, c’est le salaire minimum net qui importe, en d’autres termes la rémunération nette disponible, prestations liées à l’emploi en faveur des travailleurs modestes comprises et après impôts et cotisations de sécurité sociale. À l’inverse, les employeurs s’intéressent davantage au salaire minimum brut, c’est-à-dire au coût induit par l’emploi d’un travailleur rémunéré au salaire minimum, prélèvements et cotisations patronales compris, et à la question de savoir si ce coût a, ou non, une incidence négative sur leur position concurrentielle. Le graphique ci-après présente des informations sur le salaire minimum net et brut dans les 25 pays, parmi les 34 que compte l’OCDE, qui sont dotés d’un salaire minimum légal. Il présente, à titre de référence centrale, le salaire minimum calculé sans tenir compte des cotisations sociales patronales. Pour que les données se prêtent mieux à des comparaisons internationales, les trois indicateurs du salaire minimum sont exprimés en proportion du salaire médian des travailleurs à plein temps pour chaque pays. Les données se rapportent à 2012.

S’agissant de la référence centrale, le rapport du salaire minimum au salaire médian varie fortement d’un pays à l’autre. Si le salaire minimum est fixé à environ 50 % du salaire médian dans beaucoup de pays, il est compris entre à peine plus d’un tiers de ce salaire en République tchèque, en Estonie, au Japon et aux États-Unis et deux tiers voire plus au Chili et en Turquiea. L’Allemagne propose d’introduire un salaire minimum horaire légal de 8.50 EUR en 2017, ce qui, après conversion dans la valeur équivalente en 2012, correspondrait à environ 50 % du salaire médian. Tel est également le niveau qui serait atteint aux États-Unis d’après la proposition du gouvernement Obama de porter le salaire minimum horaire à 10.10 USD en 2016b, c. À la suite de ces réformes, les deux pays seraient donc proches de la moyenne de l’OCDE.

Il existe également de fortes disparités entre les pays de l’OCDE s’agissant du salaire minimum net perçu par les travailleurs et des coûts bruts assumés par leurs employeurs. La différence entre le montant brut et le montant net du salaire minimum renseigne sur le coin fiscal au niveau du salaire minimum. En moyenne, ce coin fiscal s’établit à 20 %. En règle générale, la rémunération nette augmente davantage que les coûts de main-d’œuvre bruts lorsque le salaire minimum croît parce que les systèmes de prélèvements et de transferts sont en principe conçus pour renforcer l’impact du salaire minimum en termes d’amélioration du niveau de vie des travailleurs concernés et, parallèlement, réduire les effets d’éviction éventuels en atténuant le coût du salaire minimum pour les employeurs. Il existe de fortes disparités entre les pays de l’OCDE. Les employeurs n’ont pas à acquitter de cotisations de sécurité sociale ou autres charges pour les salariés rémunérés au salaire minimum au Chili et en Nouvelle-Zélande et ils bénéficient d’allègements de charges non négligeables en Belgique et en France. Les coûts de main-d’œuvre non salariaux liés au salaire minimum brut sont inférieurs à 10 % en Australie, en Israël, en Irlande et au Royaume-Uni, tandis qu’ils s’établissent à 30 % au moins en République tchèque, au Mexique, en République slovaque et en Espagne. De nombreuses études empiriques ont été consacrées aux effets négatifs que le salaire minimum pourrait avoir sur l’emploi (voir, par exemple, CBO, 2014, pour un recensement des études). Bien qu’elles n’aboutissent pas toutes aux mêmes conclusions, la majorité d’entre elles montrent que cet effet négatif est globalement faible mais peut être non négligeable pour certains groupes de travailleurs, comme les jeunes. Diverses stratégies peuvent être envisagées pour réduire ces éventuels effets négatifs (Martin et Immervoll, 2007). Il est par exemple envisageable de prévoir une modulation du salaire minimum pour fixer un montant plus faible pour les jeunes (comme en Australie, en Belgique, en Grèce, en Irlande, aux Pays-Bas et au Royaume-Uni) ou de tenir compte des différences de situation économique entre régions (comme au Canada, au Japon, au Mexique et aux États-Unis). Pour atténuer encore les effets négatifs sur l’emploi, il est possible de prévoir un taux réduit pour la part patronale des cotisations sociales versées au titre des travailleurs rémunérés au salaire minimum, de manière à réduire les coûts de main-d’œuvre non salariaux (comme en Belgique, en France, en Hongrie, en Irlande et au Royaume-Uni). Enfin, certains pays ont créé des instances indépendantes chargées de fixer le montant du salaire minimum ou d’émettre un avis sur le montant auquel il devrait être fixé (Australie, France, Irlande et Royaume-Uni).

Le niveau du salaire minimum par rapport au salaire médian est beaucoup plus élevé dans certains pays de l’OCDE que dans d’autres

Salaire minimum rapporté au salaire médian des salariés à plein temps

Note : Les pays sont classés dans l’ordre croissant en fonction du rapport du salaire minimum au salaire médian.

a. Rapport médian pour les pays qui apparaissent sur le graphique.

Source : Base de données OCDE sur le salaire minimum (http://dx.doi.org/ 10.1787/data-00313-fr) et modèle impôts-prestations de l’OCDE (http://dx.doi.org/ 10.1787/data-00201-fr), 2014.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142380

a. Ce niveau élevé des estimations du salaire minimum pour la Turquie et le Chili est en partie dû au fait qu’elles sont calculées en pourcentage du salaire médian de l’ensemble des travailleurs et non des travailleurs du seul secteur formel. Au Chili, le rapport du salaire minimum au salaire médian dans le secteur formel s’établit à 0.65, soit un niveau inférieur de trois points de pourcentage à celui indiqué dans l’encadré mais nettement supérieur à la moyenne de l’OCDE.

b. Le salaire minimum fédéral passerait de 7.25 USD de l’heure, son niveau actuel, à 10.10 USD de l’heure en trois augmentations annuelles à compter de 2014 et entrerait pleinement en vigueur au deuxième semestre de 2016. Il serait ensuite révisé annuellement en fonction de l’inflation, mesurée par l’indice des prix à la consommation.

c. Pour l’Allemagne et les États-Unis, les valeurs en 2012 qui figurent sur le graphique de l’encadré ont été obtenues en retranchant l’indice des prix à la consommation des montants du salaire minimum prévus en 2017 dans le cas de l’Allemagne et 2016 dans le cas des États-Unis.

… laissant l’inégalité des salaires en grande partie inchangée dans la plupart des pays

L’effet direct des ajustements des salaires réels dans tous les segments de la main d’œuvre a été que l’inégalité globale des salaires (D9/D1) est restée stable pendant la crise en moyenne dans l’ensemble des pays et dans plus de deux tiers des pays (graphique 2.6). Le rapport inter-décile des salaires D9/D1sur la période 2007-12 a baissé de 0.4 point de pourcentage ou plus en Espagne, en Grèce et en Hongrie. En revanche, la dispersion globale des salaires a augmenté pendant la crise de 0.2 point en Australie et au Danemark, et de 0.4 point aux États-Unis. L’augmentation relativement importante aux États-Unis est due à l’augmentation de la dispersion des salaires dans la moitié supérieure de la ventilation des gains.

Graphique 2.6. La crise a laissé pour une large part inchangé l’inégalité des salaires

Dispersion des salaires en 2000a, 2007b et 2012c

Note : Les estimations de salaires utilisées dans les calculs se réfèrent aux salaires bruts des salariés à temps complet. Cependant, cette définition peut varier légèrement d’un pays à l’autre. Le site Internet www.oecd.org/emploi/perspectives fournit des informations complémentaires sur les sources et les concepts des données nationales relatives aux salaires. Les pays sont classés dans l’ordre croissant, en fonction du ratio D9/D1 en 2012.

a. 2001 pour Israël et la Pologne ; 2002 pour la République slovaque ; 2004 pour la Grèce, l’Espagne et l’Italie.

b. 2008 pour la Pologne et la Suisse ; et 2009 pour le Chili.

c. 2010 pour la France et la Suisse ; 2011 pour le Chili et Israël.

d. Moyenne non pondérée des pays apparaissant sur le graphique.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir de la Base de données de l’OCDE sur la distribution des revenus (http://dx.doi.org/10.1787/data-00302-fr).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142399

Encadré 2.5. Décomposition de l’évolution du salaire agrégé en effet de structure (ou composition) et en effet prix (ou pur) des salaires

Jusqu’à présent, l’analyse de la croissance des salaires réels moyens ou à différents niveaux de la distribution des salaires n’a pas pris en compte les effets de structure. Afin d’analyser le rôle de ces effets sur l’évolution des salaires réels horaires, plusieurs méthodes de décomposition sont utilisées afin d’isoler les effets prix (ou pur) des salaires des effets de structure. L’analyse se focalise sur les salaires réels horaires basés sur des enquêtes auprès des ménages ou sur la population active, se rapportant à 20 pays et à la période 2004-10. Les effets de structure sont identifiés à partir des déterminants suivants des salaires : caractéristiques des travailleurs (expérience professionnelle potentielle, mesurée par intervalle de cinq ans, niveau d’instruction – premier cycle de l’enseignement secondaire, second cycle de l’enseignement secondaire, enseignement supérieur – et sexe) ; les caractéristiques de l’emploi (à temps plein ou partiel, contrat temporaire ou permanent, profession). Afin d’examiner l’impact de la crise sur les salaires, cet encadré analyse les changements dans la croissance des salaires réels par rapport à leurs évolutions avant la crise. La croissance des salaires réels pendant la crise se rapporte à la croissance annuelle moyenne durant la période triennale 2007-2010, tandis que l’évolution précédant la crise se rapporte à la période triennale 2004-2007. L’annexe du chapitre, disponible en ligne uniquement (OCDE, 2014b), renferme plus de détails sur la méthodologie et les résultats de la décomposition à différents niveaux de la distribution des salaires.

Le graphique de l’encadré montre les résultats de la décomposition des salaires réels moyens. Le graphique confirme que les salaires réels ont eu tendance à ralentir par rapport à la période précédant la crise, mais il indique aussi que dans plusieurs pays la décélération de la croissance des salaires réels agrégés est masquée par les effets de structure dus aux mouvements d’entrées et sorties de la main-d’œuvre. Après neutralisatoin de ces effets, le ralentissement de la croissance des salaires s’accroît de 1.1 à 1.3 points de pourcentage dans l’ensemble de l’OCDE. Un examen plus détaillé des résultats par période dans OCDE (2014b) indique que les effets de structure sont importants et positifs durant la période postérieure à la crise par rapport à la croissance des salaires réels depuis la crise. Or, les effets de structure ont une contribution plus modeste au ralentissement de la croissance des salaires réels moyens depuis la crise. Par conséquent, le graphique de l’encadré souligne le fait que les effets de structure sont petits par rapport au ralentissement marqué des salaires réels moyens depuis le début de la crise, mais aussi que les effets de structure ont été positifs même dans la période antérieure à la crise en raison de tendances de fond, telles que le vieillissement de la population ou l’amélioration des compétences (voir le chapitre 1 de la présente publication pour un examen de ces tendances). Le fait que les effets de structure tendent à masquer l’ampleur réelle du ralentissement de la croissance des salaires réels pourrait signifier que les pertes d’emploi qui ont eu lieu depuis le début de la crise ont surtout touché les travailleurs qui perçoivent un salaire inférieur à la moyenne, par exemple, les travailleurs peu qualifiés et temporaires.

La décomposition des changements dans la croissance des salaires réels à différents niveaux de la distribution des salaires révèle des effets similaires (voir web Annexe dans OCDE, 2014b). Des effets de structure importants et positifs sont observés pendant la crise dans la majorité des pays retenus dans l’analyse et à différents niveaux de la distribution des salaires. L’effet de structure est plus important dans la moitié supérieure de la distribution des salaires dans les pays tels que la Grèce, le Portugal et l’Espagne qui ont tous connu une réduction massive de l’emploi durant la période. Cependant, comme dans le cas des salaires réels moyens, les effets de structure n’ont qu’un impact modeste dans le ralentissement des salaires à différents niveaux de la distribution des salaires. En moyenne dans l’ensemble des pays de l’OCDE, la neutralisation des effets de structure modifie le ralentissement de la croissance des salaires réels de 1.2 points de pourcentage à 1.3 au premier décile des salaires, de 1.3 à 1.6 à la médiane et de 0.8 à 1.0 au dernier décile*. Par conséquent, l’ajustement lié aux effets de structure a donc un impact limité sur les résultats exposés dans le texte principal qui indiquent que le ralentissement des salaires est généralisé et touche tous les segments de la main d’œuvre. Il est à noter que les résultats ne confirment plus que le ralentissement de la croissance des salaires réels est plus faible pour les travailleurs faiblement rémunérés. Cependant, cela ne résulte pas des effets de structure mais de différences quant au nombre de pays couverts, à la période retenue dans l’analyse et aux concepts de salaires.

Le ralentissement de la croissance moyenne des salaires réels est généralement plus marqué après prise en compte des effets de composition

Variation, en points de pourcentage, du taux de croissance annuel moyen des salaires horaires réels entre 2004-07 et 2007-10a

Note : Les pays sont classés dans l’ordre croissant selon l’effet salaire pur.

a. Les données relatives à la République tchèque, aux Pays-Bas, à la Pologne, à la Slovénie et au Royaume-Uni se rapportent à 2005-07, celles relatives à la Corée et à la Grèce à 2007-09.

b. Moyenne non pondérée des pays apparaissant sur le graphique.

c. Salaire horaire net.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base des enquêtes EU-SILC pour les pays européens, Household, Income and Labour Dynamics (HILDA) pour l’Australie, German Socio-Economic Panel (GSOEP) pour l’Allemagne, Korean Income and Labour Panel Study (KLIPS) pour la Corée et des enquêtes nationales sur la population active pour les Etats-Unis, la France et le Royaume-Uni.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142406

* Les chiffres cités ici diffèrent de ceux mentionnés dans le chapitre en raison de différences dans la couverture des pays, de la période prise en compte et des sources de données.

Conclusions

La hausse du chômage depuis le début de la crise a exercé une très forte pression à la baisse sur les salaires réels dans beaucoup de pays de l’OCDE et a conduit à une augmentation du nombre de baisses du salaire nominal et de gels des salaires. Dans certains cas, une forte rigidité à la baisse des salaires nominaux empêcherait de procéder à des ajustements supplémentaires des salaires réels. Si ces fortes baisses du salaire réel, voire du salaire nominal, ont aidé les pays qui avaient accumulé un déficit courant élevé avant la crise à améliorer leur compétitivité, la poursuite de ces progrès devrait se faire sur la base de réformes structurelles destinées à stimuler la concurrence sur les marchés de produits et de services.

Les institutions de fixation des salaires ont un rôle potentiellement important à jouer dans l’accroissement de la flexibilité des salaires et, partant, de la résilience du marché du travail, mais doivent aussi permettre que les ajustements ne touchent pas essentiellement les travailleurs les plus fragiles et leur famille, ce qui peut, dans certains cas, nécessiter des arbitrages difficiles en matière de politique publique. Par exemple, ce chapitre fournit de nouvelles données montrant que le salaire minimum tend à réduire la flexibilité des salaires, pour les travailleurs déjà en poste comme pour les nouvelles recrues. Toutefois, il révèle aussi que le salaire minimum peut contribuer à limiter l’ajustement des salaires des travailleurs faiblement rémunérés. Dans certains pays, comme l’Allemagne et les États-Unis, l’inquiétude suscitée par l’aggravation des inégalités de salaire a conduit les autorités à formuler des propositions ambitieuses de création d’un salaire minimum ou de revalorisation de ce salaire.

Outre leur importance pour la résilience du marché du travail tout au long du cycle économique, la flexibilité des salaires et les institutions de fixation des salaires jouent également un rôle capital sur le plan structurel. Si cet aspect est important en dehors des périodes de crise, il pourrait l’être encore plus dans le contexte actuel, où il apparaît de plus en plus que la reprise économique n’est possible qu’au prix d’ajustements structurels dans les différents secteurs d’activité et professions. Il en va particulièrement ainsi dans les pays de la zone euro durement touchés par la crise, où la reprise économique ne peut venir que d’une amélioration de la compétitivité. L’analyse du rôle des institutions de fixation des salaires dans l’ajustement structurel est un domaine dans lequel d’autres travaux de recherche devront être effectués.

Notes

 1. Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

 2. Comme souligné dans le chapitre 3 de la présente publication, il s’agit là d’un aspect important parce que le bien-être global ne dépend pas uniquement du montant moyen des salaires : il est aussi influencé par la répartition de ce salaire entre les travailleurs.

 3. Dans ce cas, la flexibilité du salaire joue un rôle en grande partie redistributif. Cet argument est avancé dans OCDE (2012a) pour affirmer que les mécanismes institutionnels de fixation des salaires qui amplifient la flexibilité des salaires face aux chocs globaux – par exemple la coordination des négociations salariales collectives – peuvent contribuer à renforcer la résilience du marché du travail.

 4. Cet effet peut être particulièrement important dans les pays où les taux directeurs sont proches de zéro ou dans les pays de la zone euro, qui ne conduisent pas de politique monétaire autonome.

 5. Après une absence de corrélation entre la croissance des salaires nominaux et l’inflation des prix à la consommation dans les différents pays au cours de chaque année de la période 2010-12, un lien plus marqué est apparu courant 2013, les prix à la consommation ayant commencé à réagir au ralentissement de la croissance des salaires nominaux. Ainsi, l’inflation des prix à la consommation a ralenti : alors qu’elle était proche de 2 % en 2012 dans la plupart des pays, elle est passée à 1.3 % dans la zone de l’OCDE dans son ensemble et à 0.5 % en Irlande, 0.3 % au Portugal et -0.9 % en Grèce. Le ralentissement de l’inflation observé récemment dans les pays périphériques de la zone euro n’a, pour l’heure, pas eu d’effet majeur sur le rythme de diminution des salaires réels.

 6. Selon la théorie économique keynésienne, la rigidité des salaires nominaux, définie ici comme le manque d’élasticité des salaires nominaux aux prix, crée du chômage conjoncturel. Le chômage structurel est indépendant du degré de rigidité des salaires nominaux. Si les prix baissent et que les salaires nominaux s’ajustent avec un décalage dans le temps, les salaires réels augmentent et le chômage progresse. Le chômage progressant, les travailleurs sont plus nombreux à se faire concurrence pour accéder à l’emploi, exerçant une pression à la baisse sur les salaires proposés. Dans ce contexte, la rigidité des salaires réels renvoie à la sensibilité des salaires réels à la productivité et aux marges. Le taux de chômage structurel est fonction des frictions sur le marché du travail (des marges), de la rigidité des salaires réels et de la croissance de la productivité.

 7. Cette asymétrie de l’ajustement des salaires au cours du cycle économique a également été décrite par Abbritti et Fahr (2013) et BCE (2012).

 8. Dans beaucoup de pays de l’OCDE, le salaire de base nominal ne peut être diminué que d’un commun accord entre l’employeur et le salarié (MacLeod et Malcomson, 1993 ; Holden, 1994).

 9. Les définitions de la rigidité des salaires retenues ici ne sont pas les mêmes que celles utilisées dans la plupart des macromodèles, dans lesquels la rigidité des salaires nominaux renvoie généralement à la sensibilité des salaires nominaux aux prix et la rigidité des salaires réels à la sensibilité des salaires réels à la productivité.

 10. Il est possible qu’il soit plus pertinent d’utiliser le taux d’inflation anticipé que le taux d’inflation effectif pour analyser la rigidité des salaires réels puisque c’est le taux anticipé qui est pris en compte dans les négociations salariales. Cependant, les anticipations d’inflation pouvant varier d’une région, d’un secteur ou d’un travailleur à l’autre, il risque d’être plus difficile d’apprécier avec précision la rigidité à la baisse des salaires réels.

 11. Les conséquences de la rigidité à la baisse des salaires sur l’emploi et le chômage ont jusqu’à présent suscité peu d’intérêt. On a implicitement admis qu’en plus d’exercer une influence sur les fluctuations de l’emploi, la rigidité à la baisse des salaires nominaux allait de pair avec un gel des salaires pour les personnes qui gardent leur emploi (Elsby et al., 2014).

 12. Elles résultent très probablement de différences au niveau des sources de données et de la qualité des données, des politiques et institutions, ainsi que de la culture économique.

 13. De surcroît, la rigidité à la baisse des salaires nominaux est également susceptible de réduire, non seulement la fréquence, mais aussi l’ampleur des baisses de salaire nominal (Holden et Wulfsberg, 2014).

 14. Cependant, Elsby et al. (2013) remettent en cause l’importance de la rigidité à la baisse des salaires nominaux aux États-Unis parce que les données sont issues d’enquêtes auprès des ménages et que l’erreur de mesure due aux effets d’arrondi qui entache ces données tend à accroître le degré estimé de rigidité des salaires nominaux.

 15. Blundell et al. (2013) montrent qu’au Royaume-Uni, d’après la New Earnings Survey, entre 2010 et 2011, 70 % des salariés ont subi une baisse de leur salaire réel, 21 % une baisse de leur salaire nominal et 12 % un gel de leur salaire nominal.

 16. On parle de gel lorsque l’évolution des salaires nominaux, calculée à partir de données recueillies auprès des ménages ou, pour l’Espagne, de données administratives, est comprise entre -0.5 % et +0.5 %. La définition large du concept de gel des salaires nominaux utilisée ici entraîne vraisemblablement une surestimation de la rigidité à la baisse des salaires nominaux. Il est cependant peu probable que les résultats qualitatifs en soient beaucoup affectés. Lorsque l’analyse est effectuée à partir de données administratives relatives au Portugal et au Royaume-Uni, il y a gel du salaire nominal lorsque l’évolution de ce salaire est nulle.

 17. L’analyse porte certes sur les travailleurs à plein temps. Cette notion renvoie cependant à la durée du travail habituelle, ce qui n’exclut pas les réductions temporaires de la durée effective du travail susceptibles d’entraîner une baisse du salaire mensuel (chômage partiel, par exemple).

 18. La Grèce et le Portugal (d’après l’analyse reposant sur les données administratives) constituent des exceptions notables, les gels du salaire nominal ayant concerné plus d’un quart de la population active en 2010. Au Portugal, la fréquence de ces gels a augmenté pour atteindre 76 % en 2012.

 19. Au Portugal, la rigidité à la baisse des salaires nominaux a augmenté pour s’établir à 95 % en 2012. Elle était cependant déjà extrêmement élevée avant la crise, empêchant entre 73 % et 94 % des baisses théoriques de salaire.

 20. La fréquence des baisses de salaire nominal passe de 52 % d’après les données recueillies auprès des ménages à 9 % d’après les données administratives au Portugal, de 31 % à 24 % au Royaume-Uni et de 45 % à 31 % en Espagne.

 21. Il ressort de données antérieures relatives au Royaume-Uni que dans les données recueillies auprès des ménages, la présence d’arrondis tend à accroître la fréquence déclarée des cas d’évolution nulle du salaire (Smith, 2000). Les résultats obtenus pour le Royaume-Uni semblent conforter cette hypothèse, les situations de gel du salaire nominal étant beaucoup moins nombreuses d’après les données administratives que d’après celles recueillies auprès des ménages. Ce scénario n’est cependant pas observé au Portugal et en Espagne : en Espagne, la fréquence des gels est identique quelle que soit la série de données utilisée, tandis qu’au Portugal elle est nettement plus élevée d’après les données administratives que d’après celles recueillies auprès des ménages (30 % contre 5 %).

 22. Ce résultat peut s’expliquer par le ralentissement de l’inflation observé dans ces pays.

 23. Au Royaume-Uni, la rigidité à la baisse des salaires nominaux a continué de croître un peu après 2010 (d’après l’analyse reposant sur les données administratives), sa fréquence étant passée de 10 % en 2007 à 24 % en 2010 et 28 % en 2012, niveau le plus élevé atteint depuis le lancement de la New Earnings Survey, en 1976.

 24. Pour un examen plus approfondi du rôle des « effets de pairs » sur le bien-être subjectif, voir le chapitre 3 de la présente publication.

 25. Holden et Hulfsberg (2014) constatent que la rigidité à la baisse des salaires nominaux est positivement corrélée avec une protection de l’emploi restrictive, un taux de syndicalisation plus élevé et des modalités de fixation des salaires relativement centralisées, et négativement corrélée avec la négociation collective lorsque celle-ci est coordonnée.

 26. De même, seuls les travailleurs employés depuis au moins deux ans sont pris en compte. Les travailleurs qui changent d’emploi regroupent à la fois ceux qui passent directement d’un poste à un autre et ceux qui connaissent des périodes d’inactivité entre deux emplois.

 27. Cependant, deux études sur le Portugal réalisées par Martins et al. (2012) et Carneiro et al. (2012), bien que tenant compte des effets des caractéristiques de l’emploi et de l’entreprise, constatent que les salaires d’embauche sont beaucoup plus sensibles au cycle que ceux perçus par les salariés en poste.

 28. Il s’agit en réalité là d’une reformulation de l’argument de Pissarides (2009).

 29. En plus d’être intéressante en elle-même, l’analyse de la manière dont l’ajustement des salaires est réparti au sein de la main-d’œuvre permet de savoir dans quelle mesure cet ajustement est surtout subi par les plus vulnérables et, par conséquent, d’apprécier les coûts sociaux induits par les ajustements de salaire à la baisse. Cette analyse renseigne également sur le risque de voir cet ajustement entraîner une baisse des dépenses de consommation et, par conséquent, de la demande globale.

 30. En revanche, on dénombre peu de cas de forte augmentation du taux de croissance annuel moyen des salaires du décile inférieur, la Belgique, le Danemark et la Grèce étant les seuls pays où ce taux ait augmenté de plus de 2 points de pourcentage par rapport à son niveau antérieur à la crise.

 31. La progression de l’emploi mal rémunéré représente aussi une préoccupation majeure pour les pouvoirs publics allemands. Cette progression s’explique dans une très large mesure par le fort recul des salaires réels du premier décile de la distribution des salaires qui a suivi les réformes Hartz avant la crise (proche de 41 % par an au cours de la période 2000-12).

Références

Abbritti, M. et S. Fahr (2013), « Downward Wage Rigidity and Business Cycle Asymmetries », Journal of Monetary Economics, vol. 60, no 7, pp. 871-886, octobre.

Autor, D. (2012), « Lecture Note 6 – Wage Density Decompositions », http://economics.mit.edu/files/7714.

Babecky, J., P. Du Caju, T. Kosma, M. Lawless, J. Messina et T. Rõõm (2012), « How do European Firms Adjust their Labour Costs When Nominal Wages Are Rigid? », Labour Economics, vol. 19, no 5, pp. 792-801.

Banque centrale européenne (2012), « Euro Area Labour Markets and the Crisis », Task Force of the Monetary Policy Committee of the European System of Central Banks, no 138, octobre.

Beaudry, P. et J. DiNardo (1991), « The Effect of Implicit Contracts on the Movement of Wages Over the Business Cycle: Evidence from Micro Data », Journal of Political Economy, vol. 99, no 4, pp. 665-688.

Bewley, T.F. (1999), Why Wages Don’t Fall During a Recession?, Harvard University Press, Cambridge, États-Unis.

Blanchard, O. (2007), « Adjustment Within the Euro. The Difficult Case of Portugal », Portuguese Economic Journal, vol. 6, no 1, pp. 1-21.

Blundell, R., C. Crawford et J. Wenchao (2013), « What Can Wages and Employment Tell Us About the UK’s Productivity Puzzle? », Working Paper no 13/11, Institute for Fiscal Studies.

Card, D. et D. Hyslop (1997), « Does Inflation «Grease the Wheels of the Labor Market«? », NBER chapters in Reducing Inflation: Motivation and Strategy, National Bureau of Economic Research (NBER), pp. 71-122.

Carneiro, A, P. Guimarães et P. Portugal (2012), « Real Wages and the Business Cycle: Accounting for Worker, Firm, and Job Title Heterogeneity », American Economic Journal: Macroeconomics, vol. 4, no 2, pp. 133-152.

Commission européenne (2013), Labour Market Developments in Europe, Bruxelles.

Daly, M., B. Hobijn et T. Wiles (2012), « Dissecting Aggregate Real Wage Fluctuations: Individual Wage Growth and the Composition Effect », Federal Reserve Bank of San Francisco Working Paper, no 23.

Devereux, P. (2001), « The Cyclicality of Real Wages within Employer-Employee Matches », Industrial and Labor Relations Review, vol. 54, no 4, pp. 835-850.

Devereux, P. et R.A. Hart (2006), « Real Wage Cyclicality of Job Stayers, Within-Company Job Movers, and Between-Company Job Movers », Industrial and Labor Relations Review, vol. 60, no 1, pp. 105-119.

Dickens, W., L. Goette, E. Groshen, S. Holden, J. Messina, M. Schweitzer, J. Turunen et M. Ward (2007), « How Wages Change: Micro Evidence from the International Wage Flexibility Project », Journal of Economic Perspectives, vol. 21, no 2, pp. 195-214, printemps.

Doris, A., D. O’Neill et O. Sweetman (2013), « Wage Flexibility and the Great Recession: The Response of the Irish Labour Market », IZA Discussion Paper no 7787, Bonn, novembre.

Elsby, M., D. Shin, et G. Solon (2013), « Wage Adjustment in the Great Recession », Working Paper no 19478, National Bureau of Economic Research, septembre.

FMI – Fonds monétaire international (2013), « Perspectives on Global Real Interest Rates », Chapter 3 in World Economic Outlook, April, Washington, DC.

Fournier, J. et I. Koske (2012), « Less Income Inequality and More Growth – Are they Compatible? », partie 7 : The Drivers of Labour Earnings Inequality – An Analysis Based on Conditional and Unconditional Quantile Regressions, Document de travail du Département des affaires économiques de l’OCDE, no 930, Éditions OCDE, Paris.

Gali, J. (2013), « Notes for a New Guide to Keynes (I): Wages, Aggregate Demand, and Employment », Journal of the European Economic Association, vol. 11, no 5, pp. 973-1003.

Gali, J. et T. Monacelli (2013), « Understanding the Gains from Wage Flexibility: The Exchange Rate Connection », document interne.

Galuscak, K., M. Keeney, D. Nicolitsas, F. Smets, P. Strzeleckie et M. Vodopivec (2012), « The Determination of Wages of Newly Hired Employees: Survey Evidence on Internal Versus External Factors », Labour Economics, vol. 19, no 5, pp. 802 – 812.

Gertler, M. et A. Trigari (2009), « Unemployment Fluctuations with Staggered Nash Wage Bargaining », Journal of Political Economy, vol. 117, no 1, pp. 38-86.

Gertler, M., C.M. Huckfeldt et A. Trigari (2013), « Wage Cyclicality of New Hires, Match Quality and Wage Cyclicality of New Hires », document interne.

Haefke, C., M. Sonntag et T. van Rens (2013), « Wage Rigidity and Job Creation », Journal of Monetary Economics, vol. 60, no 8.

Hagedorn, M. et I. Manovskii (2013), « Job Selection and Wages over the Business Cycle », American Economic Review, vol. 103, no 2, pp. 771-803, April.

Hall, R.E. (2005), « Employment Fluctuations with Equilibrium Wage Stickiness », American Economic Review, vol. 95, no 1, pp. 50-65.

Hobijn, B. et A. Sahin (2013), « Beveridge Curve Shifts across Countries since the Great Recession », IMF Economic Review, vol. 61, no 4, pp. 566-600.

Holden, S. (1994), « Wage Bargaining and Nominal Rigidities », European Economic Review, vol. 38, pp. 1021-1039.

Holden, S. et F. Wulfsberg (2014), « Wage Rigidity, Institutions, and Inflation », Scandinavian Journal of Economics, vol. 116, no 2, pp. 539-569.

Holden, S. et F. Wulfsberg (2009), « How Strong Is the Macroeconomic Case for Downward Real Wage Rigidity? », Journal of Monetary Economics, vol. 56, no 4, pp. 605-615.

Holden, S. et F. Wulfsberg (2008), « Downward Nominal Wage Rigidity in the OECD », B.E. Journal of Macroeconomics, vol. 8, no 1, DOI: 10.2202/1935-1690.1651, avril 2008.

Kahn, S. (1997), « Evidence of Nominal Wage Stickiness from Microdata », American Economic Review, vol. 87, no 5, pp. 993-1008.

Krueger, A.B., J. Cramer et D. Cho (2014), « Are the Long-term Unemployed on the Margins of the Labour Market? », Brooking Panel on Economic Activity, 20-21 mars.

Kudlyak, M. (2011), « The Cylicality of the User Cost of Labor », Working Paper no 09-12, Banque de réserve fédérale de Richmond.

Kuroda, S. et I. Yamamoto (2013), « Why Are Nominal Wages Downwardly Rigid, But Less So in Japan? An Explanation Based on Behavioral Economics and Labor Market/Macroeconomic Differences », Monetary and Economic Studies, vol. 25, no 2, Institute for Monetary and Economic Studies, Banque du Japon, pp. 45-88.

Laubach, T. (2001), « Measuring the NAIRU: Evidence from Seven Economies », Review of Economics and Statistics, vol. 83, no 2, pp. 218-231, mai.

MacLeod, W.B. et J.M. Malcomson (1993), « Investment, Holdup, and the Form of Market Contracts », American Economic Review, vol. 37, pp. 343-354.

Madrian, B. et L. Lefgren (2000), « An Approach to Longitudinally Matching Current Population Survey (CPS) Respondents », Journal of Economic and Social Measurement, vol. 26, pp. 31-62.

Martin, J. et H. Immervoll (2007), « Le salaire minimum doit payer », L’Observateur de l’OCDE, no 26, mai 2007, www.observateurocde.org/news/archivestory.php/aid/1843/Le_salaire_minimum_doit_ payer.html.

Martins, P., G. Solon et J. Thomas (2012), « Measuring What Employers Do about Entry Wages over the Business Cycle: A New Approach », American Economic Journal: Macroeconomics, vol. 4, no 4, pp. 36-55.

Nickell, S. et G. Quintini (2003), « Nominal Wage Rigidity and the Rate of Inflation », Economic Journal, vol. 113, no 490, Royal Economic Society, pp. 762-781, octobre.

OCDE (2014a), « Economic Challenges and Policy Recommendations for the Euro Area », février 2014, www.oecd.org/about/publishing/Euro_Area_Brochure_EN.pdf.

OCDE (2014b), « Un effort partagé par tous ? L’ajustement des salaires durant la crise et la reprise : Documentation complémentaire », annexe au chapitre 2 des Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2014, en ligne uniquement, à l’adresse : www.oecd.org/perspectives/emploi.

OCDE (2013a), Perspectives économiques de l’OCDE 2013, vol. 2013/1, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/eco_outlook-v2013-1-fr.

OCDE (2013b), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2013, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2013-fr.

OCDE (2013c), The 2012 Labour Market Reform in Spain: A Preliminary Assessment, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264213586-fr.

OCDE (2013d), « La crise amoindrit les revenus et retentit sur les inégalités et la pauvreté. Résultats issus de la Base de données de l’OCDE sur la distribution des revenus », www.oecd.org/fr/els/soc/OCDE2013-La-crise-amoindrit-les-revenus-8p.pdf.

OCDE (2012a), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2012, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2012-fr.

OCDE (2012b), « Public Sector Compensation in Times of Austerity: Current Trends in the Compensation of Public Employees in OECD Countries », Éditions OCDE, Paris, www.keepeek.com/Digital-Asset-Management/oecd/governance/public-sector-compensation-in-times-of-austerity/current-trends-in-the-compensation-of-public-employees-in-oecd-countries-9789264177758-4-en#page1.

OCDE (2006), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2006, Éditions OCDE, Paris.

Petrongolo, B. et C. Pissarides (2001), « Looking into the Black Box: A Survey of the Matching Function », Journal of Economic Literature, vol. 39, pp. 390-431.

Pissarides, C.A. (2009), « The Unemployment Volatility Puzzle: Is Wage Stickiness the Answer? », Econometrica, vol. 77, no 5, pp. 1339-1369.

Schmitt-Grohe, S. et M. Uribe (2013), « Downward Nominal Wage Rigidity and the Case for Temporary Inﬂation in the Eurozone », Journal of Economic Perspectives, vol. 27, pp. 193-212, été.

Shimer, R. (2012), « Wage Rigidities and Jobless Recoveries », Journal of Monetary Economics, vol. 59, pp. S65 – S77.

Smith, J.C. (2013), « Pay Growth, Fairness and Job Satisfaction: Implications for Nominal and Real Wage Rigidity », Warwick Economics Research Paper Series (TWERPS), no 1009, Department of Economics, Université de Warwick.

Smith, J. (2000), « Downward Nominal Wage Rigidity in the United Kingdom », Economic Journal, vol. 110 no 462, pp. 176-195.

Références des bases de données

OCDE (2014a) « Salaire minimum des pays de l’OCDE » (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00313-fr (extrait le 15 mai 2014).

OCDE (2014b), « Modèle impôts-prestations de l’OCDE » (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr (extrait le 15 mai 2014).

OCDE (2014c), « Main-d’œuvre : Statistiques sur le marché du travail », Principaux indicateurs économiques (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00046-fr (extrait le 15 mai 2014).

OCDE (2013), « Gains : Rapport inter-décile des gains bruts », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00302-fr (extrait le 15 mai 2014).

Annexe 2.A1.

Données supplémentaires

Tableau 2.A1.1. Croissance des salaires réels, de la productivité du travail, des coûts unitaires de main-d’œuvre et des prix à la consommation dans les pays de l’OCDE
Taux de croissance annuels moyens, 2007-13a
| A. Salaire horaire réelb | B. Productivité horaire du travailc
| 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013
OCDEe | 0.9 | -0.3 | 1.8 | 0.3 | -0.5 | 0.3 | 0.2 | 1.2 | 0.0 | 0.2 | 2.5 | 0.8 | 1.2 | 0.7
Zone euro (18) | 0.7 | -0.1 | 3.2 | -0.3 | -0.7 | 0.1 | 0.6 | 1.8 | 0.0 | -1.1 | 2.1 | 1.5 | 0.9 | 0.8
Australie | 4.5 | -0.2 | 0.9 | 2.3 | 2.4 | 3.7 | -0.2 | 1.6 | -0.4 | 2.4 | 0.3 | 0.5 | 3.2 | 2.0
Autriche | 0.9 | 0.5 | 4.0 | -0.1 | -1.6 | 1.0 | 1.5 | 2.1 | 0.1 | -0.1 | 1.8 | 1.0 | 0.5 | 1.1
Belgique | 1.3 | -0.6 | 2.8 | -1.0 | -0.8 | 0.9 | 1.3 | 0.9 | -0.6 | -0.9 | 1.5 | -0.1 | -0.1 | 0.8
Canada | 1.2 | 0.7 | 2.8 | -0.4 | 0.8 | 1.2 | 1.6 | 0.0 | -0.1 | 0.9 | 1.5 | 1.0 | 0.0 | 1.0
République tchèque | 3.3 | -2.2 | -0.7 | -0.5 | 0.1 | -2.1 | -2.6 | 4.3 | 0.2 | -1.4 | 1.5 | 1.8 | -0.9 | -0.4
Danemark | 3.2 | 0.5 | 2.2 | 1.8 | -2.1 | -0.8 | 0.7 | 0.6 | -1.6 | -2.2 | 4.5 | 0.4 | 0.2 | 0.4
Estonie | 15.9 | 0.9 | 3.7 | -2.8 | -6.3 | 3.3 | 4.6 | 6.6 | -2.9 | 2.2 | 5.3 | 0.2 | 3.1 | 0.1
Finlande | 1.1 | 1.2 | 2.9 | 0.3 | 0.0 | 0.5 | 0.9 | 3.2 | -1.2 | -5.3 | 3.1 | 1.5 | -1.2 | 0.5
France | 0.4 | -0.3 | 2.7 | 0.7 | 0.4 | 0.6 | 1.0 | 0.3 | -0.4 | -0.6 | 1.7 | 1.5 | 0.7 | 0.7
Allemagne | -1.6 | -0.3 | 3.2 | -0.7 | 0.5 | 1.1 | 0.5 | 1.7 | -0.2 | -2.4 | 1.7 | 1.8 | 0.5 | 0.3
Grèce | 2.5 | -2.3 | 5.4 | -6.9 | -8.8 | -4.8 | -5.5 | 2.9 | 3.1 | -3.9 | -3.5 | -2.5 | 1.7 | 0.4
Hongrie | -1.9 | 0.9 | -5.0 | -5.2 | -1.3 | 0.1 | 3.2 | -0.3 | 2.4 | -3.6 | 0.5 | 0.4 | 2.7 | 1.0
Irlande | 1.3 | 2.0 | 5.2 | -2.3 | -2.8 | -1.5 | -2.6 | 1.3 | -0.5 | 3.3 | 3.7 | 4.0 | 0.5 | -3.2
Italie | 0.6 | -0.2 | 1.2 | 0.8 | -1.9 | -1.7 | 0.2 | 0.5 | -0.7 | -2.2 | 2.4 | 0.1 | -0.9 | 0.1
Japon | -0.7 | 0.4 | -0.5 | -0.3 | 0.6 | 0.4 | 0.3 | 2.1 | 0.4 | -2.1 | 4.0 | -0.4 | 1.6 | 1.2
Pays-Bas | 1.6 | 0.2 | 1.6 | 0.3 | -1.0 | -0.6 | -0.2 | 1.5 | 0.1 | -2.4 | 2.0 | 0.2 | -1.2 | 0.2
Nouvelle-Zélande | 1.8 | 1.3 | 2.0 | -0.9 | -1.1 | 1.9 | 1.2 | 2.7 | -0.5 | 3.0 | 0.4 | -0.3 | 3.1 | -0.1
Norvège | 4.8 | 1.9 | 2.8 | -0.2 | 3.8 | 3.1 | 1.9 | -1.8 | -3.4 | 0.4 | 0.1 | -0.1 | 0.4 | -0.5
Pologne | 2.2 | 4.9 | 0.6 | 5.0 | 1.4 | -0.6 | 2.3 | 2.2 | 1.7 | 2.1 | 6.6 | 4.2 | 2.2 | 1.3
Portugal | 0.8 | 1.0 | 3.3 | 0.3 | -3.9 | -6.0 | 2.3 | 1.7 | 0.2 | -0.2 | 3.6 | 1.3 | 0.5 | 1.0
République slovaque | 5.2 | 2.1 | 2.0 | 2.1 | -1.2 | -0.6 | 0.4 | 7.0 | 2.3 | -2.4 | 4.3 | 2.0 | 2.0 | 2.8
Slovénie | 3.0 | 2.3 | 7.8 | 0.7 | 0.2 | -2.9 | -2.6 | 4.1 | 0.5 | 0.7 | 2.9 | 2.9 | -1.4 | 0.4
Espagne | 2.7 | 2.3 | 4.0 | -1.6 | -2.5 | -2.0 | -1.1 | 1.3 | 0.7 | 2.4 | 1.9 | 1.6 | 3.4 | 1.9
Suède | 1.2 | -1.6 | 2.5 | 0.4 | -1.6 | 2.0 | 1.8 | 0.0 | -1.4 | -2.5 | 4.1 | 1.0 | 0.6 | 1.1
Royaume-Uni | 2.1 | -1.6 | 1.4 | -0.4 | -2.4 | -1.9 | -1.6 | 2.5 | -1.2 | -2.4 | 1.1 | 0.7 | -1.7 | -0.3
États-Unis | 1.3 | -0.8 | 2.3 | 0.5 | -1.1 | 0.2 | -0.2 | 0.8 | 0.4 | 2.8 | 2.3 | 0.0 | 1.0 | 0.2
| C. Coûts unitaires de main-d'œuvre nominauxd | D. Hausse des prix à la consommation
| 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013 | 2007 | 2008 | 2009 | 2010 | 2011 | 2012 | 2013
OCDEe | 2.1 | 3.1 | 1.5 | -0.7 | 1.5 | 1.3 | 0.9 | 2.1 | 3.2 | 0.0 | 1.4 | 2.6 | 1.9 | 1.3
Zone euro (18) | 1.3 | 3.8 | 4.2 | -0.7 | 0.7 | 1.7 | 1.1 | 2.1 | 3.3 | 0.3 | 1.6 | 2.7 | 2.5 | 1.3
Australie | 5.2 | 4.4 | 0.2 | 4.9 | 5.1 | 2.3 | 0.2 | 2.3 | 4.3 | 1.8 | 2.9 | 3.3 | 1.7 | 2.4
Autriche | 1.5 | 4.1 | 4.5 | 0.3 | 0.9 | 3.2 | 2.6 | 2.1 | 3.2 | 0.5 | 1.8 | 3.2 | 2.5 | 2.0
Belgique | 2.2 | 4.4 | 3.6 | -0.3 | 2.8 | 3.8 | 1.7 | 1.8 | 4.4 | -0.1 | 2.2 | 3.5 | 2.8 | 1.1
Canada | 3.3 | 3.1 | 2.3 | -0.1 | 2.7 | 2.7 | 1.6 | 2.1 | 2.3 | 0.3 | 1.8 | 2.9 | 1.5 | 0.9
République tchèque | 2.7 | 3.7 | 1.4 | -0.9 | 0.4 | 2.8 | 0.6 | 2.9 | 6.1 | 1.0 | 1.5 | 1.9 | 3.2 | 1.4
Danemark | 4.9 | 6.0 | 5.5 | -0.5 | 0.1 | 1.5 | 1.2 | 1.7 | 3.3 | 1.3 | 2.3 | 2.7 | 2.4 | 0.8
Estonie | 14.7 | 15.1 | 1.1 | -5.3 | -2.0 | 3.8 | 7.3 | 6.4 | 9.8 | 0.0 | 3.0 | 4.8 | 3.9 | 2.7
Finlande | 0.6 | 6.6 | 7.9 | -1.6 | 2.0 | 4.3 | 2.3 | 2.5 | 4.0 | 0.0 | 1.2 | 3.4 | 2.8 | 1.5
France | 1.7 | 3.0 | 3.2 | 0.4 | 0.9 | 1.6 | 1.1 | 1.5 | 2.8 | 0.1 | 1.5 | 2.1 | 1.9 | 0.9
Allemagne | -0.8 | 2.7 | 5.4 | -0.9 | 0.9 | 3.0 | 2.1 | 2.3 | 2.6 | 0.3 | 1.1 | 2.1 | 2.0 | 1.5
Grèce | 4.5 | 4.7 | 5.0 | 0.5 | -2.6 | -5.7 | -7.8 | 2.9 | 4.1 | 1.2 | 4.6 | 3.3 | 1.5 | -0.9
Hongrie | 6.8 | 4.6 | 3.3 | -0.3 | 2.0 | 2.9 | 4.0 | 7.6 | 5.9 | 4.1 | 4.8 | 3.8 | 5.5 | 1.7
Irlande | 4.1 | 6.0 | -2.7 | -6.1 | -3.4 | 0.0 | -0.1 | 4.8 | 4.0 | -4.6 | -1.0 | 2.6 | 1.7 | 0.5
Italie | 2.2 | 5.0 | 4.5 | -0.5 | 1.1 | 2.3 | 1.4 | 1.8 | 3.3 | 0.8 | 1.5 | 2.7 | 3.0 | 1.2
Japon | -2.4 | 1.5 | 0.8 | -4.5 | 1.0 | -1.2 | -0.7 | 0.1 | 1.4 | -1.4 | -0.7 | -0.3 | 0.0 | 0.4
Pays-Bas | 1.8 | 3.3 | 5.0 | -0.8 | 0.9 | 2.2 | 1.2 | 1.6 | 2.4 | 1.2 | 1.3 | 2.3 | 2.4 | 2.5
Nouvelle-Zélande | 2.5 | 6.3 | 0.2 | 0.8 | 3.4 | 1.7 | 2.1 | 2.4 | 3.9 | 2.1 | 2.3 | 4.0 | 1.1 | 1.1
Norvège | 7.8 | 9.3 | 4.7 | 2.2 | 5.4 | 3.6 | 4.6 | 0.7 | 3.7 | 2.1 | 2.4 | 1.3 | 0.7 | 2.1
Pologne | 3.8 | 8.0 | 2.5 | 1.2 | 1.3 | 1.1 | 2.0 | 2.4 | 4.1 | 3.7 | 2.6 | 4.2 | 3.5 | 0.9
Portugal | 1.6 | 3.4 | 3.2 | -0.8 | -0.7 | -3.8 | 2.3 | 2.4 | 2.6 | -0.8 | 1.4 | 3.6 | 2.7 | 0.3
République slovaque | -0.1 | 3.2 | 4.2 | -0.9 | 1.5 | 1.5 | -0.7 | 2.7 | 4.5 | 1.6 | 1.0 | 3.8 | 3.5 | 1.4
Slovénie | 2.6 | 6.6 | 8.0 | -0.4 | -1.4 | 0.3 | -1.4 | 3.6 | 5.5 | 0.8 | 1.8 | 1.8 | 2.6 | 1.8
Espagne | 4.4 | 5.5 | 1.5 | -1.7 | -0.8 | -4.1 | -2.3 | 2.8 | 4.0 | -0.3 | 1.8 | 3.1 | 2.4 | 1.4
Suède | 3.4 | 3.7 | 4.4 | -2.6 | 0.7 | 2.5 | 0.9 | 2.2 | 3.4 | -0.5 | 1.2 | 2.9 | 0.9 | 0.0
Royaume-Uni | 1.8 | 3.2 | 5.7 | 1.1 | 1.2 | 2.4 | 1.3 | 2.3 | 3.5 | 2.2 | 3.2 | 4.4 | 2.8 | 2.5
États-Unis | 3.4 | 2.6 | -0.9 | -0.2 | 2.0 | 1.2 | 1.0 | 2.8 | 3.8 | -0.4 | 1.6 | 3.1 | 2.0 | 1.5
a. Pour la Pologne, les valeurs pour 2013 correspondent à la moyenne des trois premiers trimestres.
b. Rémunération totale des salariés (salaire total pour la Nouvelle-Zélande) divisée par le nombre total d’heures travaillées, exprimée en termes réels (corrigée de l’inflation au moyen de l’IPC).
c. PIB réel divisé par le nombre total d’heures travaillées.
d. Rémunération totale des salariés divisée par le PIB réel.
e. La valeur pour l’OCDE correspond à une moyenne pondérée pour les 26 pays de l’OCDE qui apparaissent dans le tableau.
Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base des comptes nationaux trimestriels.
StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142901

Chapitre 3.

Des emplois de qualité ? Définition et mesure du concept de qualité de l’emploi¹

Ce chapitre dresse un panorama de la qualité de l’emploi dans les différents pays de l’OCDE et pour différentes catégories socioéconomiques. Il retient trois grandes dimensions de la qualité de l’emploi, jugées essentielles pour le bien-être des travailleurs : la qualité du revenu d’activité, la sécurité sur le marché du travail et la qualité de l’environnement de travail. La situation du marché du travail devrait être évaluée en termes, non seulement d’augmentation du nombre d’emplois, mais aussi d’amélioration de la qualité de ces emplois. Ce chapitre suggère qu’une telle démarche pourrait quelque peu changer la donne. Si certains pays obtiennent de bons (ou mauvais) résultats à la fois en termes de quantité et de qualité, d’autres affichent une situation plus contrastée, un nombre élevé d’emplois ne s’accompagnant pas nécessairement d’une bonne qualité de ces emplois (et vice-versa). Ce chapitre apporte également un nouvel éclairage sur les inégalités en matière d’emploi, à travers une nouvelle analyse de la nature et de l’ampleur des handicaps auxquels sont confrontées certaines catégories de la population. Il apparaît en particulier que les jeunes, les travailleurs peu qualifiés et les travailleurs temporaires cumulent beaucoup de handicaps, tandis que les travailleurs très qualifiés ont accès à des emplois plus nombreux, mais aussi de meilleure qualité.

Principaux résultats

Le présent chapitre constitue le premier volet d’un projet plus vaste actuellement mené par l’OCDE sur les liens entre qualité de l’emploi, situation du marché du travail et bien-être². Ce projet vise à porter la question de la qualité de l’emploi au premier plan du débat sur l’action publique, en faisant valoir que la situation du marché du travail doit être évaluée en tenant compte à la fois du nombre et de la qualité des emplois. En d’autres termes, les politiques publiques devraient avoir pour objectif, non seulement la croissance de l’emploi, mais également l’amélioration de la qualité de l’emploi. Prenant appui sur un cadre conceptuel qui sous-tend la définition de la qualité l’emploi retenue, ainsi que le choix des indicateurs utilisés pour la mesurer, ce chapitre présente une vue d’ensemble de la qualité de l’emploi dans différents pays et pour différentes catégories socioéconomiques.

La notion de qualité de l’emploi renvoie aux divers aspects du travail qui concourent au bien-être des travailleurs. Il s’agit donc, par définition, d’un concept multidimensionnel. D’après les travaux menés dans le champ de l’économie, de la sociologie et de la santé au travail, trois dimensions de la qualité de l’emploi revêtent une importance particulière pour le bien-être des travailleurs :

La qualité du revenu d’activité, qui dépend du montant de ce revenu et de sa répartition. La prise en compte de ces deux aspects se justifie par leur importance pour le bien-être, mise en évidence par de nombreuses études empiriques. Premièrement, le montant du revenu d’activité et le bien-être – mesuré par la satisfaction à l’égard de l’existence – sont positivement corrélés entre pays et entre individus au sein d’un même pays. Deuxièmement, pour un montant de revenu moyen donné, le bien-être global est d’autant plus grand que la répartition du revenu est égalitaire : d’une part, la satisfaction à l’égard de l’existence progresse à un rythme décroissant à mesure que le revenu d’activité augmente, et d’autre part, il existe au sein de la population une certaine aversion à l’égard de fortes inégalités sociales.

La sécurité sur le marché du travail, définie en termes de risque de chômage et d’assurance contre ce risque. Le risque de chômage englobe à la fois la probabilité d’entrer dans le chômage et la durée moyenne des épisodes de chômage, donnant ainsi une indication du temps pendant lequel un individu moyen peut s’attendre à être au chômage au cours d’une année. L’assurance contre le risque de chômage est mesurée à la fois en termes de taux de couverture des prestations de chômage et de montant des prestations. Risque et assurance sont l’un et l’autre des déterminants importants de la satisfaction des salariés à l’égard de l’existence. Cette dernière est influencée aussi bien par la probabilité d’être au chômage que par la durée moyenne des épisodes de chômage, qui semble jouer un rôle plus important. Ainsi, les travailleurs ne sont pas seulement inquiets à l’idée d’être au chômage : ils craignent aussi et peut-être surtout de ne pas pouvoir retrouver d’emploi. L’assurance atténue les effets négatifs du risque de chômage sur la satisfaction à l’égard de l’existence des salariés parce qu’elle leur permet d’être moins inquiets à l’idée de ne pas pouvoir retrouver d’emploi.

La qualité de l’environnement de travail renvoie à la nature et à l’intensité du travail effectué, à l’organisation du travail et à l’ambiance de travail. La qualité de l’environnement de travail exerce une influence importante sur le bien-être individuel et dépend dans une large mesure de l’autonomie dont jouissent les salariés dans le cadre de leur travail, des possibilités de développement de leurs compétences, de l’existence d’objectifs de travail bien définis, ainsi que de la possibilité d’avoir un retour d’informations constructif sur leur travail. La qualité des relations avec les collègues est aussi importante. Lorsqu’un poste et un lieu de travail réunissent ces conditions, les salariés parviennent mieux à gérer la pression à laquelle ils sont soumis et font mieux face aux tâches complexes. En outre, ils sont généralement en meilleure santé, plus satisfaits de leur emploi et plus productifs. Par exemple, en Europe, 50 % des personnes qui rencontrent des problèmes d’organisation du travail ou des difficultés relationnelles sur leur lieu de travail indiquent que le travail nuit à leur santé, contre seulement 20 % des personnes qui bénéficient de bonnes conditions de travail. De surcroît, on observe qu’un environnement de travail de mauvaise qualité est associé à une hausse de 40 % de l’absentéisme pour maladie.

Ce chapitre dresse un panorama de la qualité de l’emploi selon les trois dimensions précitées dans les différents pays de l’OCDE, et donne un premier aperçu du lien potentiel entre quantité et qualité des emplois. Les principales tendances qui se dégagent sont les suivantes :

Le Danemark, la Finlande, l’Allemagne, le Luxembourg, les Pays-Bas, la Nouvelle-Zélande, la Norvège, la Suède et la Suisse sont au nombre des pays qui affichent les meilleurs résultats. Ces pays se démarquent par des résultats relativement satisfaisants dans au moins deux des trois dimensions de la qualité de l’emploi, ne se rangeant pour aucun indicateur parmi les dix derniers pays de l’OCDE.

L’Australie, l’Autriche, la Belgique, le Canada, la République tchèque, la France, l’Irlande, Israël, l’Italie, le Japon, la Corée, le Mexique, la Slovénie, le Royaume-Uni et les États-Unis affichent des résultats moyens. Dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi, ces pays ne se rangent jamais parmi les dix derniers ou les dix premiers pays de l’OCDE pour plus d’un indicateur, à l’exception de l’Irlande et de la Corée où la situation est plus contrastée.

L’Estonie, la Grèce, la Hongrie, la Pologne, le Portugal, la République slovaque, l’Espagne et la Turquie affichent des résultats relativement mauvais dans deux voire dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi. De surcroît, aucun de ces pays n’affiche de très bons résultats dans au moins une des trois dimensions.

En comparaison internationale, rien ne laisse penser à première vue que l’amélioration de la qualité de l’emploi s’obtienne au prix d’une diminution de la quantité d’emplois. Les pays qui obtiennent de bons résultats en termes de qualité de l’emploi sont également dans une situation favorable en termes de quantité d’emplois (mesurée par le taux d’emploi), et vice-versa. La situation est plus contrastée parmi les pays qui affichent des résultats moyens sur le plan de la qualité de l’emploi. Ainsi, l’Australie, l’Autriche, le Canada, l’Allemagne, le Japon et le Royaume-Uni ont un taux d’emploi relativement satisfaisant, tandis que l’Irlande, Israël, l’Italie et le Mexique se caractérisent par un taux d’emploi relativement faible.

L’examen de la qualité de l’emploi au sein de différents groupes socioéconomiques peut apporter un nouvel éclairage sur les inégalités face à l’emploi, parce qu’il permet de mieux appréhender la nature et l’ampleur des handicaps auxquels sont confrontées certaines catégories de la population. Certaines catégories sociodémographiques cumulent de nombreux handicaps, tandis que d’autres obtiennent de bons résultats dans toutes les dimensions :

Les plus pénalisés sont les jeunes et les travailleurs non qualifiés, qui cumulent faibles taux d’emploi et mauvais résultats dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi.

À l’inverse, les travailleurs très qualifiés n’ont pas seulement accès à un plus grand nombre d’emplois : ils obtiennent aussi des emplois de meilleure qualité quelle que soit la dimension considérée.

La situation des femmes est plus contrastée. S’il existe un écart entre les sexes en termes de qualité du revenu d’activité et de taux d’emploi, il n’y a pas de différence significative sur le plan de l’insécurité sur le marché du travail et les femmes travaillent souvent dans un environnement de meilleure qualité.

L’emploi temporaire va de pair avec une moindre qualité de l’emploi dans les trois dimensions considérées. S’agissant du travail à temps partiel, les résultats sont contrastés. La qualité du revenu d’activité (en termes de salaire horaire) est plus faible pour les travailleurs à temps partiel que pour les salariés à temps plein. De même, l’insécurité sur le marché du travail est beaucoup plus forte pour les travailleurs à temps partiel que pour ceux qui exercent à plein temps. En revanche, les travailleurs à temps partiel exercent souvent leur activité dans un environnement de meilleure qualité.

Introduction

La qualité de l’emploi constitue l’un des principaux déterminants du bien-être, la majorité des individus passant une grande partie de leur temps et de leur existence au travail. Reste cependant à savoir quelles sont, parmi les caractéristiques d’un emploi, celles qui influent sur le bien-être. Schématiquement, la qualité de l’emploi résulte d’un ensemble de facteurs liés au revenu d’activité, à la sécurité financière que procure le travail et à d’autres aspects jouant un rôle dans la qualité de vie au travail et en dehors. En plus d’exercer une influence sur le bien-être des individus et des ménages dans lesquels ils vivent, elle joue aussi un rôle dans le taux d’activité, la productivité et les performances économiques en général.

Or, malgré l’importance de la qualité de l’emploi, les recommandations et les indicateurs de progrès de la Stratégie de l’OCDE pour l’emploi révisée (OCDE, 2006) et de la Stratégie pour l’emploi et la croissance Europe 2020 portent essentiellement sur la quantité d’emplois, en d’autres termes sur la création d’emploi et l’accès à l’emploi, tandis que la qualité de l’emploi à proprement parler occupe moins de place. Si ces stratégies soulignent le rôle du revenu du travail et de la sécurité de l’emploi dans la situation du marché du travail, elles mettent l’accent sur le fait que les politiques et institutions du marché du travail doivent favoriser la création d’emploi, la stabilité des emplois et le taux d’activité, et accordent moins de poids à leurs conséquences sur le bien-être des travailleurs. En d’autres termes, l’évaluation des institutions et politiques du marché du travail a essentiellement porté sur leur effet sur la quantité d’emplois, alors même que nombre d’entre elles avaient été instaurées dans le but d’améliorer la qualité des emplois. Ce chapitre vise à porter la question de la qualité de l’emploi au premier plan du débat sur l’action publique, en proposant un cadre conceptuel permettant de définir et de mesurer la qualité de l’emploi ainsi que d’apprécier sa contribution à la situation du marché du travail et au bien-être.

L’une des principales raisons qui expliquent que la qualité de l’emploi n’occupe pas une place plus importante dans le débat sur l’action publique tient au fait que les définitions et indicateurs de la qualité de l’emploi se prêtent difficilement à des comparaisons dans le temps et surtout entre pays et entre catégories sociodémographiques. De fait, la qualité de l’emploi est un concept multidimensionnel, qui peut être mesuré de nombreuses manières et qui n’a pas la même signification selon les individus. Depuis peu, ce concept suscite un regain d’intérêt parmi les chercheurs et les organisations internationales, et divers travaux sur la mesure de la qualité de l’emploi ont été menés au cours de la dernière décennie (dont notamment, les travaux de l’Organisation internationale du travail sur les indicateurs de travail décent et ceux de la Commission des Nations unies pour l’Europe sur des indicateurs de qualité de l’emploi). Ensemble, ces différentes contributions permettent d’établir une liste complète d’indicateurs qui peuvent être utilisés pour évaluer la qualité de l’emploi. Bien qu’il s’agisse là d’un important pas en avant, d’autres travaux seront nécessaires pour définir les fondements conceptuels de la qualité de l’emploi et construire un cadre opérationnel assorti d’un ensemble de directives pratiques sur son utilisation à des fins de comparaison de la qualité de l’emploi entre catégories sociodémographiques, entre pays et au cours du temps. Ce chapitre exploite les nombreux travaux déjà réalisés par d’autres organisations internationales et les études menées par l’OCDE sur l’évaluation multidimensionnelle du bien-être pour analyser ceux, parmi les aspects de l’emploi, dont l’influence sur le bien-être est avérée. Il s’agit là de la première étape d’un projet plus ambitieux, qui prévoit également de réaliser une analyse dynamique de la qualité de l’emploi en termes de perspectives de progression professionnelle.

La suite du chapitre est organisée comme suit. La section 1 présente les principales caractéristiques de l’approche proposée pour mesurer et évaluer la qualité de l’emploi. Cette approche est multidimensionnelle, analysant la qualité du revenu d’activité, la sécurité sur le marché du travail et la qualité de l’environnement de travail. La section 2 présente les indicateurs retenus pour mesurer chacune de ces dimensions, en s’appuyant sur un examen des liens entre ces dimensions et le bien-être, réalisé à partir des études existantes et de nouvelles analyses. La section 3 utilise ces indicateurs pour analyser la qualité de l’emploi dans les différents pays et pour différents groupes socioéconomiques, et présente une première tentative d’évaluation de la situation du marché du travail en termes de quantité et de qualité des emplois.

1. Un cadre opérationnel de mesure de la qualité de l’emploi

Il existe aujourd’hui un large consensus sur le fait que les indicateurs économiques classiques tels que la croissance du produit intérieur brut (PIB) ou le taux de chômage ne donnent pas une image complète des conditions de vie de la population. Bien que ces indicateurs constituent des repères importants pour les responsables de l’action publique et soient toujours abondamment utilisés dans le débat public, « aucun outil de mesure unique, ni même un ensemble restreint d’outils de mesure, ne peut fournir toutes les informations nécessaires pour évaluer et gérer aujourd’hui une économie » (Stiglitz et al., 2009a, p. 6). Ce sujet n’est cependant pas nouveau. Ainsi, depuis 1998, l’OCDE présente un ensemble d’indicateurs sociaux dans sa publication Panorama de la société. En 2011, a été lancée l’Initiative du Vivre Mieux de l’OCDE, dans le cadre de laquelle un ensemble d’indicateurs du bien-être sont présentés dans la publication biennale intitulée Comment va la vie ? (OCDE, 2013c). Ces dernières années, l’idée de disposer de cadres plus vastes et plus inclusifs pour évaluer la situation socioéconomique a suscité un regain d’intérêt, au niveau national comme international. De même, plusieurs projets d’envergure visant à établir des directives pour l’élaboration d’indicateurs de la qualité de l’emploi se prêtant à des comparaisons entre pays ont récemment été menés à l’échelle internationale (notamment, par l’Organisation internationale du travail et la Commission des Nations unies pour l’Europe).

Bien que le concept de qualité de l’emploi soit, par définition, lié à celui de bien-être des travailleurs, les travaux réalisés pour mesurer la qualité de l’emploi d’une part et le bien-être individuel d’autre part ont été conduits de manière parallèle plutôt que conjointe. Cette section s’appuie sur ces deux séries de travaux et tente de les regrouper afin d’établir un cadre conceptuel cohérent pour définir et mesurer la qualité de l’emploi. Elle illustre également la manière dont ce cadre pourrait fonctionner en élaborant des indicateurs utilisables pour comparer la qualité de l’emploi entre pays, entre catégories socioéconomiques et au cours du temps, ainsi que pour évaluer le rôle des politiques et institutions.

Définir les principales dimensions de la qualité de l’emploi…

La qualité de l’emploi renvoie ici aux différents aspects de l’emploi qui concourent au bien-être des travailleurs, et ses principales dimensions sont définies en s’appuyant sur les cadres d’évaluation du bien-être existants. Il est généralement admis que le bien-être est lié à la fois aux ressources économiques et aux aspects non économiques de l’existence et qu’il s’agit donc, par définition, d’un concept multidimensionnel. L’influent rapport de la Commission sur la mesure de la performance économique et du progrès social et le cadre d’évaluation Comment va la vie ? établi par l’OCDE sur la base des recommandations de cette commission recensent plusieurs aspects essentiels au bien-être (voir l’encadré 3.1). Trois de ces aspects, à savoir « les conditions de vie matérielles », « l’insécurité, tant économique que physique » et « les activités personnelles, dont le travail », sont étroitement liés à la situation professionnelle des individus. S’inspirant de cette démarche, ce chapitre se concentre sur trois dimensions complémentaires de la qualité de l’emploi :

Encadré 3.1. Mesurer le bien-être : le rapport Stiglitz-Sen-Fitoussi et l’Initiative du Vivre Mieux de l’OCDE

Le débat sur la question de savoir si le PIB est un indicateur exact du bien-être a commencé il y a des années. Les nombreux autres outils de mesure qui ont été proposés élargissent le champ de la mesure pour couvrir un plus large éventail de dimensions du bien-être et accordent davantage d’importance à la répartition du bien-être (OCDE, 2011c et 2013c). D’importantes initiatives ont été prises à l’échelon international (Initiative du Vivre Mieux de l’OCDE, initiative « le PIB et au-delà » de l’Union européenne, Indice du développement humain du Programme des Nations unies pour le développement, par exemple). Les travaux novateurs de la Commission sur la mesure des performances économiques et du progrès social, créée en 2008 par le président français Nicolas Sarkozy et présidée par Joseph Stiglitz, Amartya Sen et Jean-Paul Fitoussi, en particulier, ont contribué à donner un nouvel élan aux travaux déjà réalisés par l’OCDE sur la mesure du bien-être et à divers autres projets comparables conduits dans le monde. S’il s’adressait en premier lieu aux responsables politiques et aux pouvoirs publics désireux d’appliquer des politiques visant à améliorer le bien-être et à promouvoir le progrès social et à les évaluer, le rapport de la Commission fournissait également des orientations et des recommandations détaillées pour permettre aux statisticiens d’améliorer les indicateurs du bien-être et du progrès (Stiglitz et al., 2009b).

D’un point de vue conceptuel, le rapport fait appel à « l’approche fondée sur les capacités » proposée par Sen (1985). Cette approche conçoit l’existence d’une personne comme un ensemble d’activités et de situations que celle-ci considère spontanément comme importantes. Elle postule que ce qui compte pour les individus, ce sont les possibilités dont ils disposent et leur liberté de choisir, parmi ces possibilités, ce à quoi ils attachent le plus d’importance. Par conséquent, la définition du bien-être retenue est multidimensionnelle. La commission a défini huit dimensions à prendre en compte pour mesurer les performances économiques et le progrès social (Stiglitz et al., 2009b, p. 14) : i) les conditions de vie matérielles (revenu, consommation et richesse) ; ii) la santé ; iii) l’éducation ; iv) les activités personnelles, dont le travail ; v) la participation à la vie politique et la gouvernance ; vi) les liens et rapports sociaux ; vii) l’environnement (état présent et à venir) ; et viii) l’insécurité, tant économique que physique. L’approche fondée sur les capacités s’applique non seulement à la mesure du bien-être, mais aussi à l’évaluation des politiques, qui doivent viser à élargir l’éventail des possibilités qui s’offrent aux individus.

Lancée en 2011, l’Initiative du Vivre Mieux de l’OCDE exploite les travaux sur la mesure du progrès social menés par la commission, dont elle suit nombre des recommandations*. Elle constitue la première tentative effectuée au niveau international pour aller au-delà du stade conceptuel et établir une batterie d’indicateurs du bien-être comparables pour les pays de l’OCDE et autres grandes économies (OCDE, 2011c et 2013c). Ces indicateurs portent sur onze domaines et seront enrichis au fil du temps à partir des résultats de travaux méthodologiques conduits par l’OCDE et par d’autres institutions. Il s’agit là d’une initiative capitale parce qu’elle entend répondre aux attentes des citoyens, qui souhaitent disposer d’une meilleure information sur le bien-être, et parce qu’elle s’inscrit dans le cadre d’un ensemble plus large de travaux (dont font également partie, par exemple, l’initiative de l’OCDE sur la croissance inclusive et l’initiative Nouvelles approches face aux défis économiques) visant à définir des stratégies plus efficaces pour aider les pouvoirs publics à atteindre leur objectif, qui consiste, in fine, à améliorer le bien-être des citoyens.

* Le cadre de l’OCDE pour la mesure du bien-être considère « emplois et salaires » comme une dimension de l’indicateur des « conditions de vie matérielles » et « équilibre vie professionnelle-vie privée » comme une dimension de l’indicateur « qualité de vie ». Des travaux sont en cours pour intégrer au cadre des indicateurs de « précarité économique ».

La qualité du revenu d’activité, qui renvoie à l’ampleur de la contribution de l’emploi au niveau de vie matériel des travailleurs et de leur famille. Une attention particulière est portée à la situation des travailleurs faiblement rémunérés.

La sécurité sur le marché du travail, qui rend compte des aspects de la sécurité financière liés à l’emploi et qui englobe le risque de perte d’emploi et ses conséquences pour les travailleurs et leur famille.

La qualité de l’environnement de travail, qui porte sur les aspects non économiques de la qualité de l’emploi et englobe des facteurs liés à la nature et au contenu du travail, à l’organisation du temps de travail et aux relations professionnelles.

Ensemble, ces trois dimensions définissent la qualité de l’emploi, et il convient de les prendre en compte avec le nombre d’emplois (la quantité d’emplois) pour évaluer la situation du marché du travail et le rôle des politiques et institutions. Aucun indicateur unique de la qualité de l’emploi, regroupant ces trois dimensions, n’est proposé dans ce chapitre : ces dernières renvoient à trois aspects distincts du bien-être des travailleurs et il serait, d’un point de vue conceptuel, malaisé de les regrouper. Il est, en particulier, difficile d’apprécier leur poids relatif dans les différents pays parce que les préférences individuelles peuvent varier d’un pays à l’autre sous l’influence de facteurs culturels. Par exemple, la propension des individus à accepter une rémunération plus faible en contrepartie d’une amélioration de leur environnement de travail varie probablement d’un travailleur à l’autre, en fonction des caractéristiques individuelles et de l’environnement socioculturel.

Parce qu’il définit la qualité de l’emploi en termes de contribution au bien-être, le présent cadre porte sur les travailleurs plutôt que sur les employeurs ou les investisseurs. Il ne tient donc pas compte de tous les aspects de l’emploi. La productivité est indirectement prise en compte, à travers ses liens avec plusieurs dimensions de la qualité de l’emploi. Ainsi, parce qu’elle est un déterminant important des salaires, elle exerce une forte influence sur la qualité de l’emploi. Elle peut également être considérée comme un résultat de la qualité de l’emploi. Par exemple, des travailleurs qui exercent leur activité dans de bonnes conditions sur les plans de la santé et de la sécurité mais aussi qui font un travail intéressant et gratifiant sont plus impliqués et plus motivés et par conséquent plus productifs. Ce dernier aspect peut se traduire par une hausse du salaire, ce qui crée une corrélation positive entre la qualité de l’environnement de travail et le montant du revenu d’activité.

… et les mesurer…

Pour aller au-delà du stade conceptuel, il est nécessaire de choisir des indicateurs qui rendent correctement compte des trois principales dimensions de la qualité de l’emploi que sont la qualité des revenus, la sécurité sur le marché du travail et la qualité de l’environnement de travail. La démarche suivie dans ce chapitre consiste à exploiter les travaux statistiques réalisés par d’autres organisations internationales, qui permettent d’obtenir une liste complète d’indicateurs utilisables pour mesurer différents aspects de la qualité de l’emploi (voir l’encadré 3.2). De manière générale, l’objectif est de mettre en pratique ces cadres statistiques en retenant un nombre limité d’indicateurs qui peuvent être interprétés facilement, sont complémentaires et se prêtent à des comparaisons entre périodes, pays et catégories sociodémographiques. Il faut également que ces indicateurs soient utiles à la décision publique. Il s’agit là de critères indispensables pour que la qualité de l’emploi puisse être prise en compte dans le débat public, et pour qu’il soit possible d’évaluer les synergies et les arbitrages entre les politiques visant à accroître le nombre d’emplois et celles destinées à améliorer la qualité de l’emploi. La démarche retenue ici :

Encadré 3.2. Initiatives internationales récentes en matière de mesure de la qualité de l’emploi

La qualité de l’emploi suscite depuis peu un regain d’intérêt dans les cercles internationaux de la recherche et de la statistique. Ainsi, plusieurs grands projets dont l’objectif est de mesurer divers aspects de la qualité de l’emploi et de recueillir des indicateurs se prêtant à des comparaisons entre pays ont été lancés au niveau international. L’Organisation internationale du travail a récemment publié un manuel de concepts et définitions portant sur plus de 50 indicateurs du travail décent utilisables pour suivre les progrès accomplis dans la mise en œuvre de l’Agenda du travail décent (OIT, 2012). Ce manuel contient également des conseils méthodologiques et pratiques pour la construction de ces indicateurs. De même, la Commission des Nations unies pour l’Europe, en coopération avec Eurostat et l’OIT, élabore une série de recommandations sur la mesure de différentes dimensions la qualité de l’emploi (CEE-ONU, 2010). Ces recommandations, qui portent sur plus de 50 indicateurs, visent à permettre de rassembler des données et des indicateurs comparables à l’échelle internationale. Ces travaux d’ordre statistique n’ont pas vocation à porter un jugement sur ce qui doit être considéré comme un emploi de bonne ou de mauvaise qualité, ne hiérarchisent pas les indicateurs et ne fournissent pas d’indication sur la manière de les utiliser. Par exemple, ils contiennent à la fois des indicateurs qui mesurent la qualité de l’emploi per se, comme les revenus d’activité, et des indicateurs portant sur les déterminants de cette qualité, comme les caractéristiques du système négociations salariales. Globalement, leur objectif est de fournir des orientations internationales pour l’élaboration d’une série complète d’indicateurs de la qualité de l’emploi adaptés à divers contextes nationaux, tandis que les choix normatifs sont laissés à l’appréciation des utilisateurs des données. S’ils représentent un pas important sur la voie de la mise au point d’une base de données sur la qualité de l’emploi comparables à l’échelle internationale, il reste encore du chemin à parcourir et cette base de données n’existe pas encore.

La Fondation européenne pour l’amélioration des conditions de vie et de travail (Eurofound), allant au-delà de ces cadres statistiques, élaboré un cadre conceptuel et développé une mesure de la qualité de l’emploi dans 33 pays européens au cours de la période 1995-2010 (Eurofound, 2012a). Parce qu’il se limite à un petit nombre d’indicateurs, ce cadre fait nécessairement des choix quant aux aspects de la qualité de l’emploi les plus importants pour les travailleurs. Il définit quatre grandes dimensions de la qualité de l’emploi : les salaires, les perspectives de carrière, la qualité intrinsèque de l’emploi et la qualité de l’organisation du temps de travail. Il est axé sur ceux des aspects de la qualité de l’emploi qui dépendent des relations entre employeur et salarié (lesquelles englobent à la fois les relations contractuelles et les conditions de travail). La démarche suivie dans ce chapitre est un peu plus large à certains égards, tenant par exemple compte du rôle joué par les indemnités de chômage et les prestations sociales qui atténuent les conséquences financières de la perte d’emploi. Par ailleurs, alors que la qualité intrinsèque de l’emploi et la qualité de l’organisation du temps de travail sont des composantes importantes de la qualité de l’environnement de travail, le cadre d’Eurofound ne tient pas compte de leurs interactions au niveau individuel, aspect qui sera abordé dans le présent chapitre. En dépit de ces différences importantes sur le plan du champ couvert et de la méthodologie, les deux démarches ont plusieurs points communs : elles sont axées sur les travailleurs, cherchent à mesurer directement la qualité de l’emploi (et non ses déterminants) et portent essentiellement sur les caractéristiques objectives de la qualité de l’emploi.

Aborde la qualité de l’emploi sous l’angle des résultats (par exemple, la sécurité de l’emploi) et non des déterminants (par exemple, la réglementation relative à la protection de l’emploi)³. En effet, in fine, ce sont les résultats qui importent pour les travailleurs et les responsables de l’action publique ; or, les déterminants ne sont pas toujours parfaitement corrélés avec les résultats⁴. Par conséquent, les indicateurs de résultats fournissent une image plus fidèle de la qualité de l’emploi dans différents pays et à différentes périodes.

Est axée sur les travailleurs considérés individuellement, en ce sens que les indicateurs sont définis (et donc pertinents sur le plan conceptuel) au niveau individuel. Il est donc possible d’examiner la répartition de la qualité de l’emploi entre les travailleurs. Il s’agit là d’un aspect particulièrement important, parce qu’il est ainsi possible de déterminer si un groupe en situation défavorable dans une dimension de la qualité de l’emploi obtient également de mauvais résultats dans une autre dimension.

Privilégie les caractéristiques objectives de la qualité de l’emploi (en d’autres termes les caractéristiques qui peuvent être observées par un tiers) pour garantir une meilleure comparabilité entre pays et périodes. Cependant, plusieurs aspects importants de la qualité de l’emploi, par exemple les relations professionnelles, ne peuvent être évalués que par les individus eux-mêmes. Ce type d’indicateur rend inévitablement compte, à la fois de caractéristiques objectives du travail et du jugement subjectif que les individus portent sur ce travail.

… afin de pouvoir réévaluer l’effet des politiques du marché du travail sur la performance globale du marché du travail

Le tableau 3.1 présente les trois principaux indicateurs ainsi que leurs composantes, et met en évidence les liens entre ces indicateurs et les principales politiques du marché du travail et politiques sociales. La qualité du revenu d’activité est mesurée par un indicateur synthétique qui tient compte à la fois du montant du salaire et de sa répartition. En effet, si le salaire moyen est un critère important pour évaluer dans quelle mesure l’exercice d’une activité garantit de bonnes conditions de vie, de nombreuses études empiriques montrent que l’inégalité des revenus joue un grand rôle dans la satisfaction à l’égard de l’existence. Les travailleurs faiblement rémunérés font l’objet d’une attention particulière, suivant en cela les initiatives prises dans de nombreux pays de l’OCDE qui ont adopté un salaire minimum légal ou des dispositifs de prestations liées à l’emploi, afin d’aider les travailleurs peu rémunérés et de réduire les inégalités.

Tableau 3.1. Qualité de l’emploi : les principaux indicateurs et leurs composantes
Dimensions | Indicateur global de la qualité de l’emploi | Composantes (au niveau individuel) | Principales politiques du marché du travail et politiques sociales ayant une incidence sur la qualité de l’emploi
Qualité du revenu d’activité | Indicateur de salaire tenant compte à la fois du montant du salaire et de sa répartition (inégalité) | Montant du revenu d’activité | Systèmes de fixation des salaires Dispositifs de prestations liées au salaire Salaire minimum

Sécurité sur le marché du travail

Perte de revenu attendue en raison d’un épisode de chômage

Risque de chômage

Risque d’entrer dans le chômage

Durée attendue de l’épisode de chômage

Assurance contre le risque de chômage

Existence d’un droit à indemnisation

Montant des indemnités (taux de remplacement)

Législation sur la protection de l’emploi

Systèmes de prélèvements et de transferts

Politiques actives du marché du travail

Qualité de l’environnement de travail

Proportion de travailleurs souffrant de stress au travail (déséquilibre entre facteurs de stress et ressources offertes par le lieu de travail)

Facteurs de stress liés au travail

Contraintes temporelles

Exposition à des facteurs de risque pour la santé physique

Intimidation sur le lieu de travail

Soutien et ressources pour l’accomplissement des obligations professionnelles

Autonomie professionnelle et possibilités de développement des compétences

Bonnes pratiques de management

Bonnes relations professionnelles

Réglementation relative à la durée du travail

Législation du travail relative à la santé

Régimes d’assurance maladie

Services de médecine du travail

Inspection du travail

Formation professionnelle

L’indicateur de sécurité sur le marché du travail suit les recommandations formulées par la Commission sur la mesure des performances et du progrès social, qui souligne que « l’insécurité économique due au chômage » est davantage liée à la fréquence et à la durée des épisodes de chômage successifs et à leurs conséquences en termes de perte de revenu qu’à la perte de l’emploi elle-même (Stiglitz et al., 2009b, p. 221). Ce constat est conforme à la Stratégie de l’OCDE pour l’emploi révisée, qui insiste sur l’existence de synergies potentielles entre divers instruments d’action visant à réduire l’insécurité sur le marché du travail (OCDE, 2006), à savoir : la réglementation sur la protection de l’emploi ; les systèmes d’indemnisation du chômage qui protègent les travailleurs contre les fortes chutes de revenu ; et les politiques actives du marché du travail qui aident les chômeurs à retrouver un emploi.

En ce qui concerne la qualité de l’environnement de travail, le chapitre se concentre sur les aspects du bien-être liés à la santé et s’appuie sur les études menées dans le champ de la santé au travail. Ces études montrent que la santé physique et mentale des travailleurs peut être largement affectée par la qualité de l’environnement de travail. Le stress au travail – qui se caractérise par l’existence de nombreux facteurs de stress, couplée à un manque de ressources et de soutien pour l’accomplissement des obligations professionnelles –constitue, en particulier, un risque majeur pour la santé des travailleurs. Dans le cadre utilisé ici, la qualité de l’environnement de travail est mesurée par la fréquence du stress au travail, qui informe sur la proportion de postes susceptibles d’être préjudiciables à la santé des travailleurs. Si beaucoup de déterminants du stress au travail relèvent en premier lieu des employeurs, les pouvoirs publics et les institutions peuvent créer, à l’intention de ces derniers, des mécanismes incitatifs et des outils pour améliorer la qualité de l’environnement de travail. Ils peuvent par exemple adopter des réglementations adaptées en matière de temps de travail et de sécurité au travail, des dispositifs d’assurance maladie bien conçus, et mettre sur pied des organismes efficaces pour la mise en œuvre de ces mesures (services de médecine du travail et inspection du travail), susceptibles de fournir des orientations aux employeurs, d’organiser des campagnes d’information et de mettre en œuvre des actions de prévention⁵.

2. Qualité de l’emploi et bien-être

Qualité du revenu d’activité

Pour mesurer cette dimension, il faut choisir une méthode de mesure du salaire individuel et une méthode d’agrégation pour regrouper les données sur le montant et la répartition des salaires afin d’obtenir un indicateur global de qualité du revenu d’activité. Le salaire peut être mesuré en termes bruts ou nets (autrement dit avant ou après retenue de la part salariale des prélèvements et des cotisations sociales) et sur une base horaire, mensuelle voire annuelle. Dans ce chapitre, il est mesuré en termes de salaire horaire brut. En effet, les décisions en matière d’offre de main-d’œuvre et l’influence du travail sur le niveau de vie dépendent certes du salaire net, qui constitue donc un indicateur plus pertinent du point de vue des travailleurs, mais les données se prêtant à des comparaisons du salaire net entre pays sont rares⁶. En outre, le choix de retenir le salaire horaire plutôt que le salaire mensuel ou annuel se justifie par la volonté de s’affranchir, parmi les différences de durée du travail entre travailleurs, de celles qui sont davantage liées à la quantité d’emplois qu’à la qualité de l’emploi.

Le choix de la méthode d’agrégation à employer pour regrouper les données sur le montant et la répartition des salaires est plus complexe. Pour effectuer ce regroupement, il est possible de faire appel à plusieurs indicateurs, par exemple le salaire moyen ou médian, l’ampleur des inégalités de salaire et le pourcentage de travailleurs faiblement rémunérés. L’utilisation de plusieurs indicateurs est justifiée par le fait qu’ils contiennent des informations complémentaires dans l’optique de l’évaluation du bien-être global. Pour choisir la méthode d’agrégation, il est utile de commencer par examiner le lien entre montant et répartition des salaires d’une part et bien-être subjectif d’autre part, en s’appuyant sur les études portant sur un sujet très proche, à savoir le lien entre revenu des ménages et bien-être subjectif. Il est ensuite possible de s’appuyer sur les résultats de cet examen pour mettre au point une méthode d’agrégation permettant de mesurer la qualité du revenu d’activité globale en termes, à la fois de salaire moyen et d’inégalités de salaire.

Le montant moyen du salaire et sa répartition influencent l’un et l’autre le bien-être subjectif

De nombreux auteurs ont cherché à évaluer le rôle du revenu absolu par rapport à celui du revenu relatif dans le bien être subjectif, sans pour autant parvenir à une conclusion définitive. Dans un article fondateur, Easterlin (1974) a postulé que la hausse du revenu ne suffit pas à améliorer le bien-être de tous les individus dès lors que les besoins élémentaires sont satisfaits, et qu’au-delà de ce seuil, seul le revenu relatif a de l’importance. Il avance à l’appui de sa thèse qu’à long terme, il n’existe pas de corrélation significative entre l’évolution du revenu moyen au sein d’un pays et l’évolution du bien-être moyen (Easterlin, 1974 pour les États-Unis ; Easterlin, 1995 pour le Japon et neuf pays européens ; Easterlin et al., 2010 pour un échantillon de 53 pays du monde entier), même si une corrélation positive entre revenu et bien-être est observée en coupe transversale. Cette théorie est désormais connue sous le nom de paradoxe d’Easterlin. À supposer qu’elle soit exacte, elle impliquerait que la croissance économique ne contribue pas nécessairement au bien-être collectif, à tout le moins pas au-delà d’un certain seuil, ce qui justifierait une réorientation radicale de l’action publique (Frank, 1985 ; Layard, 2005). Du point de vue de la mesure de la qualité du revenu d’activité, elle plaiderait en faveur de l’utilisation d’un indicateur reposant sur la fréquence des bas salaires en deçà d’un certain seuil et sur l’écart de rémunération moyen parmi les personnes situées en deçà de ce seuil⁷.

Toutefois, la thèse selon laquelle au-delà d’un certain seuil, le revenu absolu n’influence pas le bien-être a récemment été remise en cause par plusieurs études importantes, qui laissent penser qu’il existe une corrélation positive et continue entre revenu et bien-être subjectif (Deaton et Kahneman, 2010 ; Sacks et al., 2012 ; Stevenson et Wolfers, 2008 et 2013). De fait, ces études constatent que la relation entre revenu et bien-être subjectif est quasiment log-linéaire, à savoir qu’à chaque fois que le revenu moyen double le bien-être subjectif connaît une hausse constante, ce qui revient à dire, de manière plus formelle, que le revenu a une utilité marginale décroissante en termes de bien-être subjectif. Le graphique 3.1, construit à partir de données individuelles issues de l’enquête Gallup World Poll qui couvre de nombreux pays de l’OCDE ainsi que de grandes économies émergentes au cours de la période 2005-10, présente la relation entre le logarithme du revenu des ménages et le bien-être subjectif en moyenne dans l’ensemble des pays (partie A) et parmi les individus d’un même pays (partie B) et confirme que cette relation est quasiment log-linéaire⁸,⁹. Il faut donc tenir compte, pour mesurer la qualité du revenu d’activité, à la fois du niveau moyen du salaire et de sa répartition au sein d’un même pays. À noter que dans ce chapitre, la prise en compte de la répartition des salaires dans la mesure de la qualité du revenu d’activité n’est justifiée que par l’existence d’un lien entre le salaire d’une personne et son propre bien-être, en d’autres termes par l’utilité marginale décroissante du salaire, tandis que le salaire des autres individus n’entre pas en ligne de compte.

Graphique 3.1. Relation entre revenu des ménages et satisfaction à l’égard de l’existence

Relation entre le logarithme du revenu des ménages et la satisfaction à l’égard de l’existence, entre les différents pays et au sein des pays, 2005-10

Note : La partie B contient des estimations issues de régressions linéaires de la satisfaction à l’égard de l’existence sur le logarithme du revenu des ménages dans certains pays (pays du G8 et principaux pays partenaires).

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir du Gallup World Poll.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142410

La deuxième raison qui pourrait être avancée pour justifier la prise en compte de la répartition du salaire dans la mesure de la qualité du revenu d’activité est que le bien-être d’un individu dépend non seulement de son propre revenu, mais aussi de celui d’autrui (Clark et al., 2008), en d’autres termes de la répartition du revenu dans la société en général (Senik, 2009 ; Ferrer-i-Carbonell et Ramos, 2010 ; Clark et D’Ambrosio, 2014). De plus en plus d’études laissent penser qu’il existe une relation négative entre bien-être subjectif et inégalité de revenu, y compris après prise en compte des effets du revenu individuel. On peut en déduire que les préférences des individus se caractérisent par une certaine aversion intrinsèque à de fortes inégalités sociales. Cette aversion peut avoir diverses origines. Elle peut avoir une motivation autocentrée, liée à l’incidence sur le bien-être des comparaisons de revenu par rapport au revenu de personnes plus aisées. Par exemple, Card et al. (2012) montrent, à partir d’une expérience aléatoire conduite en Californie, que comparer son salaire à celui de collègues mieux rémunérés a un impact négatif sur la satisfaction dans l’emploi, tandis que comparer son salaire à celui de personnes moins bien rémunérés n’a pas d’incidence. Ce constat s’explique très probablement par un effet d’envie. Il est également possible que l’aversion à l’inégalité ait des motivations purement altruistes. S’il n’est pas aisé de faire la part entre ces différentes causes possibles, il n’en reste pas moins que l’aversion à l’inégalité est un deuxième argument qui plaide en faveur de la prise en compte des inégalités de salaire dans la mesure de la qualité du revenu d’activité¹⁰.

Examiner séparément l’incidence du salaire moyen et celle de la répartition des salaires sur le bien-être subjectif revient à partir implicitement du principe que le montant du salaire et sa répartition sont indépendants. Or, il s’agit là d’une hypothèse discutable, comme en témoigne le fait qu’existe de longue date un débat au sujet des liens entre répartition du revenu et croissance économique. Les études consacrées à cette question montrent notamment que ce lien peut être bidirectionnel et que sa nature dépend à la fois des déterminants de la croissance économique et de la manière dont les inégalités sont mesurées (Cingano, 2014 ; OCDE, 2012b). Le principal message à retenir dans le cadre du présent chapitre est que dans la pratique, le revenu moyen et sa répartition sont vraisemblablement interdépendants et que les mesures visant à agir sur l’une de ces deux dimensions peuvent avoir des conséquences sur l’autre.

L’indicateur synthétique de la qualité du revenu d’activité doit permettre de tenir compte d’un certain degré d’aversion à l’inégalité

La méthode d’agrégation utilisée pour tenir compte à la fois du montant et de la répartition des salaires dans l’indicateur global de la qualité du revenu d’activité est la méthode des moyennes généralisées initialement proposée par Atkinson (1970). Cette méthode accorde plus ou moins de poids aux différents segments de la distribution des salaires en fonction du degré supposé d’aversion à l’inégalité. Ainsi, si l’on accorde plus de poids à la population à bas salaire, en présence de la moindre inégalité de salaire la moyenne généralisée obtenue est nécessairement inférieure à la moyenne simple (arithmétique) calculée pour la même distribution. De même, les transferts d’une personne à salaire élevé vers une personne à salaire plus faible se traduisent par une moyenne généralisée plus élevée. Les moyennes généralisées se prêtent donc bien à l’analyse de l’effet des mécanismes de redistribution, tels que la fiscalité et les dispositifs de prestations. De surcroît, elles peuvent être décomposées en une moyenne arithmétique et en une composante qui rend compte de l’ampleur des inégalités (connue sous le nom d’indice d’inégalité d’Atkinson). Dans le contexte du présent chapitre, il s’agit là d’une propriété très utile pour cerner si la qualité des revenus d’activité est plutôt due à un salaire moyen élevé ou à de faibles inégalités. La méthode des moyennes généralisées est décrite plus précisément dans l’encadré 3.3¹¹.

Encadré 3.3. Analyser le revenu d’activité, les inégalités et le bien-être au moyen des moyennes généralisées

Ce chapitre fait appel à la méthode des moyennes généralisées initialement proposée par Atkinson (1970) pour mesurer la dimension de la qualité de l’emploi liée au revenu d’activité. Les moyennes généralisées font partie des instruments normatifs de mesure du revenu ou du revenu d’activité. La moyenne généralisée (GM) d’ordre  pour une distribution du revenu y s’écrit comme suit :

si α ≠ 0 et si α = 0.

Le choix de α est étroitement lié à la nature de la relation entre la moyenne généralisée et les différentes parties de la distribution des salaires : à mesure que α tend vers plus (moins) l’infini, la moyenne généralisée tend vers le revenu le plus faible (le plus élevé) observé dans la société. On peut ainsi considérer que α représente le degré d’aversion à l’(in)égalité, étant entendu que retenir un α plus faible revient à donner plus de poids à la moitié inférieure de la distribution. Quand α = 1, la moyenne généralisée correspond à la moyenne arithmétique dans un scénario de préférences neutres vis-à-vis de l’inégalité, tandis que lorsque α est inférieur à 1, on est en présence d’une aversion à l’inégalité. Lorsque le revenu d’activité est réparti de manière égalitaire entre les membres de la population active, toutes les moyennes généralisées correspondent à la moyenne arithmétique (on parle à cet égard de propriété de « normalisation » des moyennes généralisées). Dans l’ensemble de ce chapitre, la valeur retenue pour α sera égale à -1 pour donner un poids plus important à la partie inférieure de la distribution du revenu.

Les moyennes généralisées obtenues pour α < 1 sont généralement interprétées comme des indicateurs de bien-être social. Cette interprétation repose sur l’observation d’Atkinson (1970), selon laquelle à chaque moyenne généralisée correspond un niveau de revenu réparti de manière égalitaire, qui permet d’obtenir le même niveau de bien-être que celui de la distribution initiale. En normalisant la moyenne généralisée, ou le revenu équivalent réparti de manière égalitaire correspondant, à l’aide de la moyenne arithmétique, on obtient un indicateur de la perte de bien-être due à l’inégalité. Ce type d’indicateur est désormais connu sous le nom de classe d’indices d’inégalité d’Atkinson. Formellement, pour α < 1, le calcul peut être représenté comme suit :

L’indice d’inégalité d’Atkinson est compris entre 0 (répartition égalitaire du revenu) et 1 (une seule personne détient l’ensemble du revenu) et diminue parallèlement à α. Il mesure, en pourcentage de la moyenne arithmétique, la perte de bien-être due à la répartition inégalitaire du revenu.

Le graphique ci-dessus présente, pour illustrer la thèse d’une incidence de l’aversion à l’inégalité sur la moyenne généralisée du revenu d’activité, la pondération attribuée à chaque tercile de la distribution des salaires dans un pays représentatif de l’OCDE en l’absence d’aversion à l’inégalité, en présence d’une légère aversion à l’inégalité (α = 0), d’une aversion à l’inégalité moyenne (α = -1) et d’une forte aversion à l’inégalité (α = -3). En l’absence d’aversion à l’inégalité, chaque tercile a le même poids (33 %). En présence d’une légère aversion à l’inégalité, on attribue un poids de 50 % au tercile inférieur et de 33 % au décile intermédiaire, et le reliquat au tercile supérieur. En présence d’une aversion moyenne, on attribue un poids de 65 % au décile inférieur, de 25 % au deuxième tercile et de 10 % au tercile supérieur. En présence d’une forte aversion à l’inégalité, des pondérations de respectivement 85 %, 13 % et 2 % sont attribuées aux terciles inférieur, intermédiaire et supérieur.

Incidence de l’aversion à l’inégalité sur la qualité du revenu d’activité

Pondération attribuée à chaque tercile de la distribution des salaires pour différents degrés d’aversion à l’inégalité

Note : La pondération attribuée pour chaque observation i = 1, 2, ..., N de la distribution est calculée à l’aide de la formule : . Les pondérations sont ensuite normalisées, agrégées au sein des terciles et exprimées sous forme de valeur moyenne pour l’ensemble des pays.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir de l’enquête sur la structure des salaires (SES) pour les pays européens, des enquêtes nationales sur la population active pour le Chili, Israël, le Mexique et les États-Unis, des enquêtes nationales conduites auprès des ménages pour l’Australie, le Canada et la Corée et de la Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs-ear-data-fr pour la Nouvelle-Zélande et le Japon.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142531

Choisir la pondération des différents segments de la distribution ou, ce qui revient au même, le degré d’aversion à l’inégalité, n’est pas une tâche aisée et procède nécessairement d’une démarche normative. Toutefois, si l’on retient plusieurs hypothèses de degré d’aversion à l’inégalité, la démarche est très souple et fait appel à des méthodes d’agrégation très diverses. Par exemple, si l’on retient un paramètre d’aversion à l’inégalité égal à zéro (« légère aversion à l’inégalité »), il faut retenir la moyenne géométrique comme indicateur de la qualité du revenu d’activité. Si le paramètre est égal à -1 (« aversion à l’inégalité moyenne »), la qualité du revenu d’activité doit être mesurée à l’aide de la moyenne harmonique. La méthode accorde une pondération plus forte au tercile inférieur (65 %) de la distribution, une pondération plus faible mais néanmoins importante au deuxième tercile (25 %) et un poids relativement faible au tercile supérieur (10 %). Ces valeurs sont celles retenues pour l’analyse présentée dans la section 3.

Le graphique 3.2 compare le classement des pays en fonction de la qualité du revenu d’activité selon que l’aversion à l’inégalité est légère, moyenne ou forte.

Graphique 3.2. Salaire moyen, inégalité de salaires et qualité globale du revenu d’activité selon le pays

Salaire horaire brut corrigé des PPA en USD, 2010

a) Calculs réalisés d’après la Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs-ear-data-fr pour les travailleurs à plein temps.

b) 2009 au lieu de 2010.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir de l’Enquête sur la structure des salaires (SES) pour les pays européens, des enquêtes nationales sur la population active pour l’Argentine, le Brésil, le Chili, Israël, le Mexique et les États-Unis, des enquêtes nationales conduites auprès des ménages pour l’Australie, le Canada et la Corée et de la Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs-ear-data-fr pour la Nouvelle-Zélande et le Japon.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142428

Salaire moyen. Le salaire horaire moyen est supérieur à 25 USD en Norvège, au Danemark et en Suisse, tandis qu’il est inférieur à 10 USD dans plusieurs pays d’Europe centrale et orientale, en Turquie et dans les pays baltes et s’établit à environ 5 USD dans les quatre pays d’Amérique latine qui apparaissent sur le graphique 3.2.

Inégalité de salaire. C’est dans les pays d’Amérique latine que la répartition des salaires est la plus inégalitaire et dans les pays scandinaves et en Belgique que les inégalités de salaire sont les moins fortes. Globalement, les inégalités sont généralement plus fortes dans les pays où le salaire moyen est relativement faible.

Qualité du revenu d’activité. Le classement des pays en fonction de la qualité globale du revenu d’activité semble assez peu sensible au degré d’aversion à l’inégalité retenu. Le Danemark, la Norvège et la Suisse affichent systématiquement la qualité globale de revenu d’activité la meilleure, tandis que les pays d’Amérique latine, les pays d’Europe centrale et orientale et la Turquie sont systématiquement les pays où cette qualité est la plus faible. Toutefois, le degré d’aversion à l’inégalité retenu peut avoir un impact important sur le classement de pays affichant un salaire moyen similaire. Ainsi, l’Irlande se classe en 4e position en cas de faible aversion à l’inégalité, mais chute jusqu’en 10e position en cas de forte aversion à l’inégalité. De même, les États-Unis passent de la 12e à la 18e place selon que l’aversion à l’inégalité est faible ou forte. À l’inverse, les pays où les salaires sont répartis de manière plus égalitaire progressent dans le classement lorsque le degré d’aversion à l’inégalité est plus fort. Par exemple, la Finlande passe du 10e au 6e rang et la Suède du 11e au 7e rang lorsque l’on passe d’une aversion à l’inégalité moyenne à une forte aversion.

Sécurité sur le marché du travail

Il est important pour la croissance économique et, par conséquent, pour les revenus et les salaires, qu’une réallocation efficiente du travail s’effectue entre entreprises et entre secteurs. Ce processus continu de réallocation a cependant un coût d’ajustement élevé pour les travailleurs, qui peuvent être conduits à craindre pour leur sécurité d’emploi, avec les effets négatifs qui risquent de s’ensuivre pour le bien-être individuel et la société en général. De fait, la sécurité de l’emploi est un déterminant essentiel du bien-être individuel. Lorsque les travailleurs sont invités à indiquer leurs préférences au sujet de plusieurs aspects du travail, comme c’est le cas dans l’Enquête sociale européenne (ESS) ou de l’International Social Survey Programme (ISSP) par exemple, la sécurité de l’emploi est l’aspect le plus souvent cité dans la quasi-totalité des pays pour lesquels on dispose de données (Green, 2009 ; OCDE, 2011a). L’importance de la sécurité de l’emploi pour le bien-être individuel a également été démontrée par plusieurs études consacrées aux liens entre la sécurité de l’emploi et certains indicateurs de bien-être, comme la satisfaction à l’égard de l’existence et la santé (Green, 2011, par exemple). Il est cependant possible que l’influence de la sécurité de l’emploi s’exerce bien au-delà du bien-être des travailleurs. Ainsi, l’insécurité de l’emploi pourrait aussi avoir une incidence sur la situation des entreprises, parce qu’elle entraîne une baisse du taux de rétention, de l’investissement dans l’acquisition de compétences spécifiques à l’entreprise et de la productivité, ainsi que sur la société en général, parce qu’elle a des répercussions sur les opinions politiques de la population, sur la confiance des consommateurs et sur l’épargne, et entraîne des conflits sociaux.

L’insécurité sur le marché du travail est définie en termes de risque de chômage et d’assurance contre ce risque …

La majorité des cadres d’évaluation de la qualité de l’emploi mesurent la sécurité de l’emploi en termes de fréquence du travail temporaire ou de pourcentage de travailleurs ayant peu d’ancienneté (OCDE, 2013c). Bien que ces indicateurs portent l’un comme l’autre sur des déterminants importants et mesurables objectivement de la probabilité de perte d’emploi, ils ne permettent pas d’effectuer des comparaisons fiables entre pays et entre périodes. Les comparaisons entre pays fondées sur la proportion de contrats temporaires peuvent en effet induire en erreur parce que les règles qui régissent les contrats temporaires et à durée indéterminée sont très variables selon les pays. En fait, la fréquence du travail temporaire permet davantage de mesurer le dualisme du marché du travail que la sécurité de l’emploi moyenne (voir le chapitre 4). Quant au pourcentage de travailleurs qui ont peu d’ancienneté, il résulte aussi bien de départs volontaires que de pertes d’emploi involontaires et permet donc surtout de mesurer la rotation du personnel. De même, ces deux indicateurs ne permettent ni l’un ni l’autre d’effectuer des comparaisons dans le temps satisfaisantes parce qu’ils laissent généralement penser que la sécurité de l’emploi évolue de manière procyclique alors que cette évolution est habituellement considérée comme contracyclique, le risque de perte d’emploi augmentant en période de récession¹². Eurofound (2012a) a opté pour une méthode plus élaborée, proposant un indicateur synthétique qui mesure les « perspectives » à partir d’une enquête auprès des individus portant sur la sécurité de l’emploi et les perspectives de carrière, telles que perçues par les répondants, et la nature du contrat. Bien que cet indicateur séduise par son caractère prospectif, les informations obtenues à partir des questions relatives à la sécurité de l’emploi et à la progression de carrière ne sont pas toujours faciles à interpréter¹³.

Ce chapitre analyse la sécurité sur le marché du travail en partant du principe que le sentiment d’insécurité de l’emploi résulte non seulement du risque de perte d’emploi mais aussi du coût attendu de cette perte. Si le rôle de ce coût a déjà été souligné par plusieurs études (OCDE, 1997 ; Anderson et Pontusson, 2007 ; De Cuyper et al., 2008 ; Green, 2011), il n’a pour l’heure pas été pris en compte dans les mesures existantes de la qualité de l’emploi. Plus précisément, le coût attendu de la perte d’emploi est considéré comme une fonction de la probabilité d’entrer dans le chômage, de la probabilité de rester au chômage ou, ce qui revient au même, de la durée attendue de l’épisode de chômage, et de la compensation de la perte de revenu pendant un épisode de chômage. Dans ce chapitre, le risque de chômage renvoie au coût attendu du chômage en l’absence d’assurance chômage et correspond à la probabilité objective d’entrer dans le chômage et de rester au chômage. Le risque de chômage renseigne sur la proportion de l’année pendant laquelle un salarié risque d’être au chômage ou, si l’on suppose que la valeur de l’emploi se résume au revenu qu’il procure, sur la perte de revenu moyenne attendue du fait du risque de chômage, exprimée en pourcentage du revenu antérieur¹⁴. L’insécurité globale sur le marché du travail englobe à la fois le risque de chômage et l’assurance chômage. Telle qu’elle est définie ici, elle ne renvoie donc pas seulement à l’insécurité de l’emploi occupé mais tient compte de la sécurité de l’emploi des travailleurs qui ont un emploi et de ceux qui n’en ont pas. Ce concept plus large est désigné par le vocable insécurité sur le marché du travail¹⁵.

L’insécurité sur le marché du travail est mesurée dans les différents pays et pour différentes catégories de la population en faisant appel à un ensemble de données, agrégées ou individuelles. Les données agrégées se prêtent mieux aux comparaisons entre pays du risque de chômage et de l’assurance chômage, d’une part parce qu’elles couvrent un champ plus vaste dans les différents pays et d’autre part parce qu’étant généralement issues de statistiques et indicateurs officiels sur le marché du travail, elles présentent une validité élevée. Les données recueillies au niveau individuel présentent l’avantage de permettre de construire des indicateurs du risque de chômage et de l’assurance chômage pour différentes catégories socioéconomiques et en fonction des caractéristiques du dernier emploi occupé avant le début de l’épisode de chômage (par exemple contrat temporaire, à temps partiel). Elles se prêtent également mieux à l’analyse des déterminants du risque de chômage et de l’assurance chômage, ainsi que de leurs conséquences sur le bien-être subjectif. Par conséquent, les comparaisons entre pays du risque de chômage et du degré d’’assurance contre ce risque seront basées sur des données agrégées, tandis les comparaisons entre différents groupes de population et autres analyses détaillées s’appuieront sur des données individuelles.

… le risque de chômage étant mesuré en termes de probabilité d’entrer dans le chômage et de durée attendue de l’épisode de chômage …

Le graphique 3.3 présente le risque de chômage dans les pays de l’OCDE évalué d’après ses composantes objectives à l’aide de données sur les flux d’entrée et de sortie du chômage issues de la Base de données de l’OCDE sur la fréquence du chômage par durée pour 2010. Il est possible d’utiliser ces données pour calculer la probabilité mensuelle d’entrer dans le chômage (qui est un indicateur de la sécurité de l’emploi) et la durée moyenne attendue des épisodes de chômage, exprimée en mois, qui est l’inverse de la probabilité de retrouver un emploi une fois au chômage (qui est un indicateur d’employabilité). Le produit de la probabilité d’entrer dans le chômage et de la durée attendue de l’épisode de chômage renseigne sur le risque global de chômage. Le graphique révèle de très fortes disparités entre les pays, en termes tant d’ampleur du risque de chômage que d’importance relative de ses différentes composantes. C’est en Estonie, en Grèce, en Irlande, en République slovaque et en Espagne que le risque global de chômage est le plus élevé, c’est-à-dire dans des pays qui, dans leur majorité, ont vu le chômage augmenter fortement en raison de la crise financière mondiale. C’est en Corée, au Luxembourg et en Norvège que le risque global de chômage est le plus faible. Le risque d’entrer dans le chômage au cours d’un mois donné est compris entre moins de cinq salariés pour 1 000 en République tchèque, au Luxembourg et en Suisse, par exemple, et environ 25 pour 1 000 dans des pays comme le Canada, Israël et la Corée. La durée moyenne d’un épisode de chômage est comprise entre moins de trois mois au Canada, en Israël, en Corée et au Mexique et 18 mois ou plus en Hongrie, en Irlande et en République slovaque.

Graphique 3.3. Le risque de chômage et ses composantes dans les pays de l’OCDE

Risque de chômage (% du temps), probabilité d’entrer dans le chômage (% des salariés) et durée attendue de l’épisode de chômage (mois), 2010

Note : Risque de chômage : probabilité mensuelle d’entrer dans le chômage multipliée par la durée attendue moyenne des épisodes de chômage. Probabilité d’entrer dans le chômage : personnes au chômage depuis moins d’un mois rapportées au nombre de salariés un mois plus tôt. Durée attendue de l’épisode de chômage : inverse de la probabilité de sortie du chômage, laquelle est égale à un moins le ratio rapportant le nombre de personnes au chômage depuis un mois au moins au nombre de personnes au chômage un mois auparavant. Pour de plus amples informations, voir l’annexe en ligne à ce chapitre à l’adresse : www.oecd.org/employment/outlook.

a. Les informations relatives aux flux d’entrée dans le chômage et de sortie du chômage ne sont pas disponibles pour le Chili. Le risque global de chômage est évalué d’après le taux effectif de chômage.

b. En République slovaque, la durée attendue du chômage est tronquée à 30 mois.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE d’après la Base de données de l’OCDE sur la fréquence du chômage par durée, http://dx.doi.org/10.1787/data-0322-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142435

Bien qu’elle puisse être utilisée pour construire des indicateurs agrégés du risque de chômage pour la quasi-totalité des pays de l’OCDE, la Base de données de l’OCDE sur la fréquence du chômage par durée comporte quelques limites. Premièrement, pour mesurer la probabilité d’entrer dans le chômage et la durée moyenne de l’épisode de chômage, il faut supposer que toutes les personnes qui entrent dans le chômage avaient un emploi et que celles qui en sortent se dirigent vers l’emploi, si bien que les éventuelles entrées et sorties de la population active ne sont pas prises en compte. Deuxièmement, les données étant transversales, elles ne permettent pas de suivre les individus dans le temps et, par conséquent, d’analyser la probabilité d’entrer dans le chômage et la durée attendue de l’épisode de chômage en fonction de la nature du dernier emploi occupé. De ce fait, il n’est pas possible de construire des indicateurs de la probabilité d’entrer dans le chômage et de la durée attendue de l’épisode de chômage différents selon que le dernier emploi occupé était un emploi à temps partiel ou à plein temps ou selon qu’il était temporaire ou à durée indéterminée. Ces deux aspects peuvent être pris en compte en utilisant les données de panel individuelles issues de l’Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) pour les pays européens. Les indicateurs ainsi obtenus pour la probabilité d’entrer dans le chômage, la durée attendue de l’épisode de chômage et le risque de chômage au niveau des pays sont présentés dans l’annexe en ligne au chapitre (OCDE, 2014a). Ils fournissent une image du risque de chômage similaire sur le plan qualitatif à celle obtenue à l’aide de la Base de données de l’OCDE sur la fréquence du chômage par durée. Ainsi, la corrélation sur l’ensemble des pays pour lesquels il est possible de calculer les indicateurs à l’aide des deux sources de données est supérieure à 0.7. Ce résultat donne aussi, dans une certaine mesure, l’assurance que la non-prise en compte des entrées et sorties de la population active ne pose pas un problème majeur pour les comparaisons en coupe transversale du risque de chômage. Les résultats par catégorie socioéconomique et en fonction de la nature du dernier emploi occupé, obtenus sur la base de micro-données, sont présentés dans la section 3.

… et l’assurance contre le risque de chômage, en termes de niveau effectif d’absorption du risque par le système de prélèvements et de transferts

Les comparaisons de l’assurance chômage entre pays portent généralement sur la générosité de cette assurance en termes de taux de remplacement du salaire antérieur au cours d’une période de référence donnée et pour différents types de ménages (OCDE, 2007). Bien qu’elles fournissent des informations très utiles sur la générosité des prestations, ces comparaisons ne tiennent pas compte des différences entre pays au niveau du risque et de la nature du chômage et ne permettent donc pas d’évaluer la capacité du système de protection sociale à absorber le risque de chômage dans un pays donné. Ce chapitre tente de donner une idée de cette capacité en se concentrant sur le taux de remplacement effectif, calculé à partir, à la fois du taux de couverture et du montant des prestations servies par les régimes d’assurance chômage, les dispositifs d’assistance chômage et d’assistance sociale¹⁶. Le graphique 3.4 présente l’indicateur du degré effectif d’assurance contre le risque chômage dans les pays de l’OCDE, obtenu à partir de données relatives à 2010. C’est en Finlande, en Islande, au Luxembourg, en Norvège, aux Pays-Bas et en Suisse que l’assurance effective affiche le niveau le plus élevé, ce qui s’explique par le fait que les taux de couverture et de remplacement sont relativement élevés. Le niveau le plus faible est observé au Chili, en Estonie, en Grèce, en République slovaque et en Turquie, reflétant des taux de couverture faibles. Dans la plupart des pays, l’assurance chômage fournit la majeure partie des prestations de garantie de revenu versées en cas de chômage. En revanche, l’assistance chômage est le seul dispositif qui verse des prestations de chômage en Australie et en Nouvelle-Zélande, et occupe une place relativement importante en Allemagne, en Hongrie, en Irlande et au Royaume-Uni. En 2010, le Mexique n’était pas doté d’un système d’indemnisation du chômage couvrant l’ensemble du territoire national, mais il a récemment été envisagé d’en créer un.

Graphique 3.4. Degré effectif d’assurance contre le risque de chômage dans les pays de l’OCDE

Pourcentage du salaire net antérieur, tous types de ménages confondus, 2010

Note : Assurance chômage effective : taux de couverture de l’assurance chômage multiplié par le taux de remplacement net moyen garanti aux bénéficiaires de l’assurance chômage, plus taux de couverture de l’assistance chômage multiplié par le taux de remplacement net moyen garanti aux bénéficiaires de l’assistance chômage, plus part résiduelle de personnes non couvertes par les allocations d’assurance ou d’assistance chômage (ou bien, ratio entre le nombre de personnes bénéficiaires de l’assistance sociale et le nombre de chômeurs, si ce ratio est inférieur à la part résiduelle) multipliée par le taux de remplacement moyen garanti aux bénéficiaires de l’assistance sociale. Les prestations familiales, les prestations d’aide sociale et les allocations logement sont prises en compte dans le calcul des taux de remplacement moyens garantis aux bénéficiaires de l’assurance chômage et de l’assistance chômage, lorsque ces derniers remplissent les conditions d’éligibilité.

a. Pour le Chili, les taux de remplacement ont été calculés à partir de données relatives à 2011.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE à partir de la Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations, de la Base de données de l’OCDE sur les programmes du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr et de la Base de données de l’OCDE sur les impôts et les prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142440

Les données issues de l’enquête EU-SILC sont utilisées pour mesurer le degré effectif d’assurance pour différents groupes socioéconomiques et en fonction des caractéristiques du dernier emploi occupé. Dans l’esprit, le concept d’assurance retenu ici est similaire à celui utilisé pour la comparaison entre pays présentée précédemment (graphique 3.4), puisqu’il tient compte de l’accessibilité des prestations de chômage, de leur générosité en termes de taux de remplacement, de la durée maximale d’indemnisation et de la progressivité du système fiscal. Il s’en distingue cependant sur un certain nombre de points importants. Premièrement, la composante assurance chômage englobe diverses allocations, autres que les allocations chômage et les prestations d’assistance sociale, ainsi que les indemnités de licenciement obligatoires¹⁷. Deuxièmement, le taux de remplacement effectif est calculé avant impôts et cotisations sociales. Troisièmement, il tient compte du taux de couverture, comme dans le cas de la comparaison reposant sur des données agrégées, mais aussi du montant réel du salaire antérieur et de la composition du ménage. Néanmoins, malgré ces différences, l’indicateur obtenu à partir de données agrégées et celui qui repose sur des micro-données sont fortement corrélés dans les pays pour lesquels ils peuvent l’un et l’autre être calculés, la corrélation s’établissant à environ 0.6. Les indicateurs d’assurance chômage effective obtenus sont présentés de manière plus détaillée dans l’annexe en ligne au chapitre (OCDE, 2014a). Il est également possible d’utiliser les micro-données pour analyser la relation entre le taux de couverture et le taux d’éligibilité d’après des données relatives aux antécédents professionnels récents et aux règles de cotisation spécifiques à chaque pays. Cette démarche est présentée dans l’encadré 3.4.

Encadré 3.4. Utiliser le taux de couverture des prestations de chômage comme indicateur indirect du taux d’éligibilité aux prestations de chômage

Les taux de couverture des prestations de chômage correspondent ici au pourcentage de chômeurs au sens du Bureau international du travail bénéficiant de prestations de chômage. Le taux de couverture de l’assurance chômage et celui de l’assistance chômage sont calculés séparément, ce qui est important pour des pays comme l’Allemagne, la Hongrie et l’Irlande, où ces deux types de dispositifs occupent une place importante dans la couverture effective.

Les taux de couverture sont souvent assimilés aux taux d’éligibilité – pourcentage des chômeurs ayant droit à prestations – et c’est également l’interprétation qui est retenue dans ce chapitre. Les taux de couverture renseignent sur l’éligibilité initiale, au début de l’épisode de chômage, et sur le maintien ultérieur des droits, à mesure que la durée de l’épisode de chômage augmente et que la probabilité d’épuisement des droits s’accroît. Néanmoins, assimiler taux de couverture et taux d’éligibilité ne va pas sans poser de problèmes, en particulier quand l’objectif est de fournir des informations sur les droits à prestation des salariés en cas de chômage. Les principaux facteurs qui font qu’il est difficile d’interpréter les taux de couverture comme des taux d’éligibilité ex ante sont les suivants :

Les taux de couverture ne rendent pas seulement compte de l’existence de droits à indemnisation : ils indiquent aussi si les chômeurs qui remplissent les conditions requises pour bénéficier de prestations font valoir leurs droits.

Le groupe pris en compte pour mesurer les taux de couverture est celui formé par les chômeurs au sens du BIT, à savoir les personnes qui ne travaillent pas mais sont disponibles pour occuper un emploi et en recherchent activement un, groupe qui ne coïncide pas nécessairement avec celui défini par les autorités nationales aux fins d’administration des prestations de chômage.

Le calcul des taux de couverture tient compte de tous les chômeurs, indépendamment de la raison pour laquelle ils n’occupent plus leur dernier emploi. Au contraire, dans beaucoup de pays de l’OCDE, les prestations de chômage ne peuvent être versées qu’aux personnes qui ont perdu leur emploi, si bien que celles qui sont au chômage après avoir démissionné sont exclues.

On ne dispose malheureusement pas de données directes sur les taux d’éligibilité permettant de faire des comparaisons entre de nombreux pays. Cependant, il est possible, à partir des données de panel individuelles issues d’une enquête telle que l’EU-SILC, de construire des indicateurs d’éligibilité initiale à partir des antécédents professionnels individuels et des obligations contributives appliquées par chaque pays. Les taux d’éligibilité initiale sont définis comme le pourcentage de chômeurs qui, à une date donnée, ont accompli au cours de la période de référence correspondante le nombre minimum de mois de travail requis pour l’ouverture des droits. La durée du panel de l’EU-SILC étant relativement courte, la période de référence a été limitée à trois ans pour les pays qui appliquent des périodes contributives ou de référence relativement longues (République slovaque et Espagne, par exemple).

Le graphique ci-après compare le taux de couverture et le taux d’éligibilité initiale moyens pour l’ensemble des pays européens entre différentes catégories de population. Il montre que les taux d’éligibilité initiale sont nettement supérieurs aux taux de couverture. Même s’il faut faire preuve de prudence dans l’interprétation de ces taux, il s’agit là d’un résultat plausible. Les raisons de ces taux de couverture plus faibles sont probablement les suivantes : ces taux rendent compte des demandes effectivement déposées et non des droits potentiels : ils rendent compte à la fois des droits ouverts et de ceux qui continuent d’être versés ; et ils tiennent compte de tous les chômeurs, indépendamment de la raison pour laquelle ils n’ont plus d’emploi. Les tendances observées dans les différentes catégories de la population active sont généralement similaires quel que soit l’indicateur retenu, mais on observe quelques différences notables. Selon les deux indicateurs, les hommes, les travailleurs âgés et les salariés à plein temps ont une probabilité plus forte de bénéficier de prestations, ce qui s’explique probablement par le rôle que jouent les liens avec le marché du travail dans l’accès initial aux droits et le bénéfice de prestations. En revanche, les deux indicateurs donnent des informations divergentes sur le rôle des qualifications et du contrat de travail. Le taux d’éligibilité initiale augmente avec le niveau de qualification et est plus élevé parmi les travailleurs titulaires d’un contrat permanent, ce qui est logique compte tenu du fait que ces catégories ont un lien plus fort avec le marché du travail. Cependant, assez paradoxalement, les taux de couverture sont plus élevés parmi les travailleurs temporaires et plus faibles parmi les travailleurs moyennement qualifiés. Les raisons de ce résultat ne sont pas complètement claires. L’une des explications possibles pourrait avoir trait à l’existence de différences systématiques au niveau de l’importance relative des démissions et des pertes d’emploi involontaires. Les démissions étant moins fréquentes parmi les travailleurs temporaires, les taux de couverture pourraient être faussés en faveur de ces travailleurs. Étant donné les problèmes que pose l’utilisation des taux de couverture au niveau des groupes, dans la section 3, le calcul de l’assurance effective par catégorie de la population active sera effectué sur la base des taux d’éligibilité.

Taux d’éligibilité et de couverture dans différentes catégories de la population active

En pourcentage, respectivement, des salariés et des chômeurs, moyenne pour l’ensemble des pays européens, 2010

Note : Taux de couverture : bénéficiaires de prestations de chômage en pourcentage du nombre de chômeurs au sens du BIT. Taux d’éligibilité : nombre de salariés ayant accompli, au cours de la période de référence, le nombre minimum d’heures de travail requis pour l’ouverture des droits, en pourcentage du nombre de salariés ayant travaillé pendant l’intégralité de la période de référence. Pour de plus amples informations, voir l’annexe en ligne à ce chapitre à l’adresse : www.oecd.org/emploi/perspectives.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de l’Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142545

Risque de chômage et assurance chômage sont des déterminants importants du bien-être des salariés

De nombreuses études montrent que le risque de chômage et l’assurance chômage exercent une forte influence sur le bien-être des salariés. La plupart des études évaluent le risque de chômage au moyen du taux de chômage, sans distinguer ses différentes composantes (à savoir la probabilité d’entrer dans le chômage et la durée attendue du chômage). Par exemple, Helliwell et Huang (2011) constatent, à partir de données relatives au Canada, qu’une augmentation du taux de chômage d’un point de pourcentage a, sur le bien-être des salariés, le même effet qu’une diminution du revenu des ménages de 3 %. Ils montrent en outre que le nombre d’individus concernés étant beaucoup plus grand, l’effet du risque de chômage sur le bien-être global chez les salariés est nettement supérieur à l’effet direct de la situation de chômeur. Boarini et al. (2014) et OCDE (2014b) parviennent à des résultats globalement similaires à partir de données du Gallup World Poll relatives à 32 pays de l’OCDE. La plupart des travaux consacrés au rôle de l’assurance comparent l’effet de l’assurance sur le bien-être chez les salariés et chez les chômeurs (Di Tella et al., 2003 ; Sjöberg, 2010 ; Helliwell et Huang, 2011). On observe avec intérêt qu’en plus de mettre en lumière l’importance de l’assurance pour le bien-être, ces études montrent que cette importance ne varie pas systématiquement selon que les individus sont salariés ou chômeurs¹⁸.

L’encadré 3.5 présente de nouveaux résultats sur l’influence du risque de chômage et de l’assurance chômage en faisant appel à des indicateurs obtenus à partir des micro-données précitées. Il en ressort que le risque de chômage a un effet important et significatif sur le bien-être. Cet effet résulte aussi bien de la probabilité d’entrer dans le chômage que de la durée probable du chômage, même si ce second paramètre semble jouer un rôle plus important. De surcroît, l’assurance chômage atténue sensiblement les effets négatifs du risque de chômage sur le bien-être parce qu’elle en réduit le coût attendu. En somme, les résultats laissent penser que les politiques qui visent à réduire le coût attendu du chômage, soit en garantissant un degré adéquat d’assurance chômage, soit en raccourcissant la durée du chômage au moyen de politiques actives du marché du travail, sont importantes pour le bien-être des salariés.

Encadré 3.5. L’influence du risque de chômage et de l’assurance chômage sur le bien-être subjectif

Cet encadré résume les résultats de nouveaux travaux conduits par l’OCDE sur le rôle du risque de chômage et de l’assurance chômage dans la satisfaction à l’égard de l’existence. L’analyse repose sur une série de données semi-agrégées, regroupant des informations sur les flux de chômage issues de EU-SILC et des informations sur la satisfaction à l’égard de l’existence issues de l’Enquête sociale européenne pour différentes années (2006, 2008 et 2010), différents pays (20 pays européens) et groupes socioéconomiques (âge, sexe et niveau d’instruction). Le graphique ci-après présente les résultats, montrant l’impact, sur la satisfaction à l’égard de l’existence, d’une hausse de 10 % de la probabilité d’entrer dans le chômage, d’une baisse de 10 % de la probabilité de sortir du chômage et d’une augmentation de 1 % du risque de chômage en l’absence d’assurance chômage et en présence d’une assurance compensant 40 % ou 60 % de la perte de revenu induite par le chômage (taux qui correspondent, respectivement, aux taux de remplacement effectif minimum et maximum observés parmi les pays de l’échantillon). Pour de plus amples informations, voir l’annexe en ligne (OCDE, 2014a). Plusieurs tendances se dégagent :

Risque global de chômage. Une hausse du risque de chômage va de pair avec une diminution forte et statistiquement significative de la satisfaction des salariés à l’égard de l’existence. Cette diminution est équivalente à celle induite par une baisse du revenu des ménages de plus de 2 %. Cet effet est nettement supérieur à la baisse effective du revenu induite par le chômage, de l’ordre de 1 %. Ce résultat pourrait signifier que : i) le coût du chômage est nettement supérieur à la perte de revenu correspondante (voir, par exemple, Clark et Oswald, 1994 ; Winkelmann et Winkelmann, 1998 ; Clark, 2003) ; ii) les travailleurs éprouvent une aversion au risque ; ou iii) le risque de chômage est corrélé avec d’autres facteurs qui ont une incidence sur le bien-être (par exemple la délinquance)*.

La probabilité d’entrer dans le chômage et de sortir du chômage. La probabilité d’entrer dans le chômage et celle d’en sortir ont l’une et l’autre une incidence sur le bien-être subjectif, même si la probabilité de sortir du chômage joue un plus grand rôle. Ce résultat laisse penser que les salariés craignent, non seulement de devenir chômeurs, mais aussi et peut-être encore plus de ne pas être en mesure de retrouver un emploi ensuite. Il porte également à croire que les salariés sont généralement plus soucieux de travailler, tout simplement, que d’exercer un emploi particulier ou de travailler dans une entreprise particulière. Le fait que la probabilité de sortir du chômage ait un effet estimé plus marqué sur la satisfaction à l’égard de l’existence pourrait aussi expliquer la corrélation négative entre le degré de protection de l’emploi et le bien-être généralement constatée par les études antérieures (Postel-Vinay et Saint-Martin, 2005 ; Wasmer, 2006 ; Clark et Postel-Vinay, 2009 ; Salvatori, 2010) alors que les travaux empiriques ne démontrent pas que la protection de l’emploi a systématiquement un effet négatif sur le taux de chômage. En définitive, il est permis d’en déduire qu’il conviendrait de privilégier les politiques susceptibles de raccourcir la durée du chômage et de faciliter l’accès à des emplois de qualité, par exemple les politiques actives du marché du travail, par rapport aux mesures destinées à réduire le risque de perte d’emploi.

Assurance chômage effective. Les conséquences négatives du risque de chômage sur la satisfaction à l’égard de l’existence des salariés en poste sont en partie compensées par l’existence d’une assurance effective. En revanche, l’assurance n’atténue que l’effet sur le bien-être du risque de rester au chômage, non celui de la probabilité d’entrer dans le chômage. L’effet estimé de l’assurance semble important, ce qui pourrait s’expliquer par le fait que les estimations ne tiennent pas compte du coût de cette assurance. Il y a donc lieu d’interpréter cette estimation de l’effet de l’assurance comme une estimation haute.

Le risque de chômage et l’assurance chômage ont d’importantes conséquences sur le bien-être

Effets estimés de la probabilité d’entrer dans le chômage, de la probabilité de sortir du chômage et du risque du chômage sur la satisfaction à l’égard de l’existence et atténuation de ces effets par l’assurance chômage effective

Note : L’effet sur le bien-être est mesuré en termes d’écarts-types de la satisfaction à l’égard de l’existence. Pour de plus amples informations, voir l’annexe en ligne à ce chapitre à l’adresse : www.oecd.org/emploi/perspectives.

Source : Estimations calculées par l’OCDE sur la base de l’Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) et de l’Enquête sociale européenne.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142554

* Lüchinger et al. (2010) parviennent à des conclusions similaires à partir de données relatives aux États-Unis, à l’Allemagne et à plusieurs autres pays européens. Ils constatent que ces effets sont plus marqués chez les travailleurs du secteur privé que chez ceux du secteur public, ce qui laisse penser qu’ils ne s’expliquent pas par une évolution du risque de chômage touchant l’ensemble de la société.

Vers un indicateur global de l’insécurité sur le marché du travail

En résumé, l’insécurité sur le marché du travail telle qu’elle est définie dans ce chapitre comprend deux grandes composantes : le risque de chômage et le degré effectif d’assurance contre ce risque. Le risque de chômage s’obtient en multipliant la probabilité d’entrer dans le chômage par la durée attendue du chômage, tandis que l’assurance est définie en termes d’absorption effective du risque de perte de revenu par le système de prélèvements et de transferts. Ainsi, l’insécurité sur le marché du travail est égale au risque de chômage multiplié par l’absorbtion de risque, soit un, moins l’assurance effective.

Deux réserves importantes s’imposent avant de comparer l’insécurité de l’emploi globale entre les différents pays. Premièrement l’indicateur retenu dans ce chapitre pour mesurer l’insécurité sur le marché du travail ne tient compte que des coûts financiers du chômage, ce qui n’est pas idéal, puisque, comme démontré indirectement par l’analyse présentée dans l’encadré 3.5 et plus directement par d’autres études (Clark et Oswald, 1994 ; Winkelmann et Winkelmann, 1998 ; Clark, 2003), la perte de revenu n’est pas le seul effet du risque de chômage sur le bien-être. En théorie, il serait possible de tenir compte du coût non financier du risque de chômage en attribuant des coefficients de pondération adaptés aux composantes que sont le risque de chômage et le degré d’assurance lors du calcul de l’indicateur global de l’insécurité sur le marché du travail. Or, dans la pratique, définir les coefficients n’est pas une tâche aisée¹⁹. Il importe cependant de souligner que le risque de chômage peut en réalité constituer un autre indicateur de l’insécurité sur le marché du travail globale dans le cas extrême où le coût du chômage est essentiellement non financier²⁰. Ainsi, examiner simultanément le risque de chômage et l’insécurité sur le marché du travail renseigne sur la sensibilité du classement des pays à l’ampleur des coûts non financiers du chômage. Deuxièmement, l’indicateur global de l’insécurité de l’emploi retenu ici ne tient pas compte de la relation entre le risque de chômage et le niveau de l’assurance chômage dans les différentes catégories de la population active. Il s’agit là d’une limite qui peut avoir des conséquences non négligeables sur les comparaisons entre pays lorsqu’il existe de fortes disparités entre groupes en matière de risque et d’assurance et lorsque la relation entre risque et assurance dans différents groupes varie selon les pays²¹.

Le graphique 3.5 présente l’indicateur synthétique de l’insécurité sur le marché du travail et ses grandes composantes dans les différents pays de l’OCDE en 2010. À noter que cet indicateur synthétique est influencé, au moins dans une certaine mesure, par la situation du marché du travail résultant de la crise financière mondiale. Cette remarque étant faite, c’est en Estonie, en Grèce, en République slovaque et en Espagne que l’insécurité sur le marché du travail est la plus forte. Compte tenu des probabilités effectives d’entrée dans le chômage et de sortie du chômage, la perte de revenu d’activité attendue induite par le chômage s’établit à un sixième au moins des gains précédents. C’est au Luxembourg, aux Pays-Bas, en Norvège et en Suisse que l’insécurité sur le marché du travail est la moins forte. Il existe une faible corrélation négative entre le risque de chômage et le degré d’assurance dans les différents pays, ce qui laisse penser que les pays où le risque de chômage est élevé se caractérisent généralement par le faible niveau d’assurance contre ce risque. Il s’ensuit qu’une assurance chômage généreuse ne va pas nécessairement de pair avec un risque de chômage plus élevé imputable à une durée plus longue des épisodes de chômage.

Graphique 3.5. L’insécurité sur le marché du travail dans les pays de l’OCDE

Pourcentage du salaire antérieur, 2010

Note : Risque de chômage : probabilité d’entrer dans le chômage multipliée par la durée attendue du chômage ; peut être interprété comme la perte moyenne de revenu attendue imputable au chômage en pourcentage du revenu antérieur. Assurance chômage : taux individuel de remplacement net effectif des prestations de chômage et d’assistance sociale par rapport au salaire antérieur. Insécurité sur le marché du travail : risque de chômage multiplié par un, moins l’assurance chômage ; peut être interprétée comme la perte moyenne de revenu attendue imputable au chômage en pourcentage du revenu antérieur. Pour de plus amples informations, voir l’annexe en ligne à ce chapitre à l’adresse : www.oecd.org/emploi/perspectives.

Source : Base de données de l’OCDE sur la fréquence du chômage par durée, http://dx.doi.org/10.1787/data-00322-fr, Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations, Base de données de l’OCDE sur les programmes du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr et de la Base de données de l’OCDE sur les impôts et les prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142454

Qualité de l’environnement de travail

La qualité de l’emploi ne se résume pas à un salaire élevé ou à de bonnes perspectives de carrière, elle peut également être liée à un environnement de travail propice à l’épanouissement personnel. Le travail offre aux individus la possibilité de réaliser leurs ambitions, de se sentir utiles à la société et d’avoir une bonne image d’eux-mêmes parce qu’il constitue souvent leur principale contribution à la collectivité dans laquelle ils vivent. Il peut cependant aussi avoir des effets négatifs sur la vie privée. Ainsi, de nombreux travaux conduits dans le champ de la santé au travail, de l’épidémiologie, du management et de la sociologie montrent que la qualité de l’environnement de travail a de profondes répercussions sur la santé mentale et physique.

La définition et la mesure de la qualité de l’environnement de travail est un exercice, qui implique de prendre en compte différents aspects du travail et de comprendre les relations qui les unissent. Pour l’heure, aucune mesure de la qualité de l’emploi ne fournit, à l’échelle internationale, une image exhaustive de la qualité de l’environnement de travail. Par exemple, le cadre statistique de l’OIT relatif au travail décent n’englobe pas cette dimension (OIT, 2012). Les indicateurs de qualité de l’emploi proposés par la CEE-ONU et Eurofound comprennent certes quelques aspects de la qualité de l’environnement de travail, mais ils ne rendent pas pleinement compte des relations qui les unissent (CEE-ONU, 2010 ; Eurofound, 2012a). Plusieurs études récentes menées au niveau international ont exploité les travaux réalisés dans le champ de la santé au travail pour analyser cette importante question et ont constaté l’existence de liens forts entre la qualité de l’emploi et divers résultats en matière de santé (Eurofound, 2012b ; OCDE, 2012a et 2013c). Dans cette section, nous adoptons la même démarche pour élaborer un indicateur synthétique de la qualité de l’environnement de travail. Examiner le bien-être des travailleurs sous le seul angle de leur santé est une approche quelque peu restrictive, en ce sens que même en l’absence d’effets directs sur la santé, un environnement de travail de meilleure qualité améliore vraisemblablement la satisfaction des travailleurs à l’égard de l’existence. Cette approche apporte néanmoins un éclairage sur les conséquences économiques qu’un environnement de travail de mauvaise qualité peut avoir pour les employeurs, en termes d’absentéisme pour maladie et de baisse de la productivité, et pour la société dans son ensemble, sous forme de perte de capital humain et de coûts supplémentaires pour les systèmes publics de santé.

Stress au travail et bien-être des travailleurs

De nombreuses études sur la santé au travail ont cherché à analyser les mécanismes par lesquels l’organisation du travail et les relations professionnelles peuvent influer sur le bien-être des salariés. Plusieurs modèles visant à identifier les diverses composantes de la qualité de l’environnement de travail, en d’autres termes les diverses caractéristiques d’un emploi qui ont une incidence sur la santé physique et mentale des travailleurs, ont été élaborés²². Ces modèles reposent sur l’hypothèse selon laquelle dans leur vie quotidienne, les individus sont confrontés à diverses « demandes professionnelles », qui leur imposent d’importants efforts physiques, cognitifs et émotionnels. Ils peuvent, par exemple, devoir assumer une charge de travail lourde et être soumis à des contraintes temporelles, avoir à faire face à des demandes contradictoires ou encore à accomplir des tâches pénibles physiquement. Ils disposent également de ressources diverses, qui peuvent être physiques, organisationnelles ou sociales (par exemple, l’autonomie dans le travail, la possibilité de développer leur compétences, le soutien de collègues et de responsables hiérarchiques). Ces « ressources professionnelles » aident les travailleurs à faire face à des demandes difficiles à satisfaire, à atteindre des objectifs professionnels, ainsi qu’à se former et à se perfectionner. Le principe fondamental des modèles élaborés dans le domaine de la santé au travail est que si elles ne sont pas nécessairement négatives, les demandes professionnelles peuvent néanmoins se muer en facteurs de stress dès lors que le salarié n’a pas suffisamment de ressources à sa disposition pour y faire face. Par conséquent, des demandes excessives couplées à des ressources insuffisantes sont source de stress au travail, lequel constitue un important facteur de risque pour le bien-être physique et mental des travailleurs. Selon ces modèles, on ferait fausse route en se concentrant soit sur les demandes, soit sur les ressources, tout indicateur de stress au travail devant tenir compte de ces deux aspects.

Depuis la fin des années 60 déjà, on construit des échelles et des indices psychométriques pour mesurer le stress au travail (voir Landsbergis et al., 2000, pour un tour d’horizon). Des analyses approfondies ont été réalisées pour évaluer les caractéristiques de ces instruments de mesure en termes de fiabilité, de validité de contenu, de puissance de diagnostic et de possibilité d’application à des travailleurs exerçant diverses professions, dans divers secteurs et pays. Dans le domaine de la recherche médicale, ces instruments ont surtout été utilisés pour l’étude des facteurs de risque cardiovasculaire liés au travail, tandis que dans le domaine de la santé au travail, ils ont surtout été utilisés pour analyser les causes de l’absentéisme pour maladie et de burnout. Grâce à ces recherches, on dispose désormais de nombreuses indications montrant que l’état de santé physique et mental des travailleurs est une résultante importante du stress au travail (voir encadré 3.6).

Encadré 3.6. Lorsque le stress au travail nuit à la santé des travailleurs : rapide tour d’horizon des travaux empiriques récents

De nombreuses études sur la santé au travail montrent qu’il existe un lien fort entre qualité de l’emploi et santé physique et mentale. Les travailleurs qui sont soumis à un stress au travail et qui ne reçoivent pas le soutien dont ils ont besoin pour faire face à des demandes professionnelles lourdes sont plus susceptibles que les autres de souffrir de burnout et de dépression, de troubles musculo-squelettiques, d’hypertension et d’affections cardiovasculaires (voir le tableau 3.A1.1 pour un inventaire des travaux empiriques récents).

Dans le domaine de la recherche épidémiologique, de nombreuses études prospectives se sont intéressées à la question du stress au travail dans différents pays et pour divers échantillons de travailleurs au cours de ces trente dernières années. Ces études évaluent les caractéristiques de l’emploi au moyen d’un questionnaire initial, puis suivent l’échantillon pendant plusieurs années. Elles mettent en rapport les conditions de travail initiales et l’état de santé ultérieur, qu’elles évaluent à partir des registres sanitaires officiels, d’un examen clinique ou des déclarations des salariés eux-mêmes. La plupart de ces études choisissent des participants qui, initialement, n’avaient pas le problème de santé considéré et tiennent compte des effets de facteurs de risque courants, tels que ceux liés au mode de vie (tabagisme, consommation d’alcool et manque d’activité physique, par exemple) et les facteurs de risque coronarien habituels (cholestérol et diabète, par exemple). Elles montrent de manière relativement probante que la mauvaise qualité de l’environnement de travail joue un rôle causal, constatant systématiquement que le stress au travail a un effet négatif important sur la santé, influant notamment sur les affections cardiovasculaires et coronariennes, l’hypertension et les troubles musculo-squelettiques (voir, par exemple, Kivimäki et al., 2012 ; Slopen et al., 2012).

Par ailleurs, des liens ont également été établis entre stress au travail et santé mentale des travailleurs, le plus souvent par des analyses en coupe transversale réalisées à partir d’enquêtes qualitatives sur les conditions de travail et l’état de santé (Bakker et Demerouti, 2007). À noter que ces études portent aussi bien sur les aspects négatifs (burnout) que positifs (implication professionnelle) du bien-être psychologique*. Elles constatent généralement l’existence d’une forte corrélation entre demandes et burnout et entre ressources et implication professionnelle. Elles mettent également en lumière une corrélation positive entre manque de ressources professionnelles et burnout, mais cette relation est généralement plus faible que dans le cas des demandes. Ces études en coupe transversale ne permettent cependant pas de tirer des conclusions sur la causalité. Les salariés qui ont de mauvaises conditions de travail sont plus susceptibles que les autres de signaler des troubles mentaux en raison d’un fort stress au travail, mais les personnes qui rencontrent des problèmes de santé mentale ont aussi une plus forte probabilité de déclarer être soumises à un fort stress au travail du fait de leurs problèmes de santé. Certaines études examinent ces questions de causalité inverse potentielle à partir de scores représentant les conditions de travail agrégés au niveau de l’unité de travail. Elles confirment que le stress au travail a un effet négatif sur la santé, accréditant un peu plus l’hypothèse d’un rôle causal du stress au travail dans la santé mentale (Kolstad et al., 2010, par exemple), hypothèse que les travaux longitudinaux existants tendent à confirmer également (Stansfeld et Candy, 2006 ; Netterstrøm et al., 2008). À noter en particulier que les quelques études prospectives qui tiennent compte de la durée et de l’intensité de l’exposition au stress au travail constatent qu’il existe un lien relativement fort entre le stress au travail et l’apparition de troubles mentaux (Stansfeld et al., 2012, par exemple).

* Le burnout se caractérise souvent par l’association d’un manque d’énergie (épuisement) et d’une faible identification à son travail (cynisme), tandis que l’implication professionnelle se caractérise par un niveau d’énergie élevé (vigueur) et une forte identification à son travail (dévouement).

Indicateur synthétique de la fréquence du stress au travail

Les études sur la santé au travail aident à identifier ceux des aspects de la qualité de l’environnement de travail qui revêtent le plus d’importance pour les travailleurs. Elles fournissent en outre des pistes pour surmonter le problème de dimensionnalité que pose la mesure de la qualité de l’environnement de travail. La qualité globale de l’environnement de travail dépend in fine des interactions entre ses diverses composantes, lesquelles doivent par conséquent être agrégées au niveau individuel en un petit nombre d’indicateurs synthétiques rendant compte, à la fois des effets sur le bien-être psychique et mental qui se renforcent mutuellement et de ceux qui se compensent. Cette section présente trois indicateurs synthétiques de la qualité de l’environnement de travail établis à partir de données issues de l’Enquête européenne sur les conditions de travail (EWCS) : un indicateur additif de diverses demandes professionnelles, un indicateur additif de diverses ressources professionnelles et un indicateur synthétique qui rend compte du fait que les ressources professionnelles atténuent le lien entre demandes professionnelles et bien-être au travail. La fréquence des emplois associés un fort stress au travail, c’est-à-dire qui combinent exigences fortes et ressources faibles, est un indicateur synthétique qui permet de mesurer la qualité globale de l’environnement de travail.

Les principales caractéristiques de l’indicateur de stress au travail utilisé dans ce chapitre sont présentées dans le tableau 3.2 (voir le tableau 3.A1.2, en annexe, pour de plus amples informations). Les emplois exigeants présentent trois grandes caractéristiques. La première a trait à l’ensemble des contraintes de temps que les salariés peuvent ressentir lorsqu’ils cherchent à satisfaire aux exigences imposées par leur travail. Ces contraintes regroupent des facteurs qui peuvent entraver la capacité d’un salarié à concilier de manière satisfaisante son activité professionnelle, ses obligations familiales et sa vie privée, par exemple une durée de travail très longue, un manque de souplesse des horaires de travail et des cadences de travail élevées. La deuxième catégorie de demandes a trait aux conditions de travail qui peuvent nuire à la santé physique, par exemple une exposition fréquente et prolongée à des risques ergonomiques (positions fatigantes et pénibles, transport et déplacement de charges lourdes) ou ambiants (bruit, températures extrêmes). La troisième composante des demandes professionnelles renvoie à différentes formes d’intimidation sur le lieu de travail potentiellement nuisibles à la santé mentale, telles que violences verbales, menaces ou comportements humiliants.

Tableau 3.2. Demandes et ressources professionnelles et stress au travail

Stress au travail lié à …

… un excès de demandes professionnelles | … et une insuffisance de ressources professionnelles

Contraintes de temps

Travaille habituellement plus de 50 heures par semaine

Peut difficilement s’absenter une heure ou deux durant les heures de travail pour régler un problème personnel ou familial

Soumis à des cadences de travail très élevées et à des délais très courts

Autonomie dans le travail et possibilités de développement des compétences

Peut choisir ou modifier l’ordre des tâches

Peut choisir ou modifier ses méthodes de travail

Peut acquérir de nouvelles connaissances dans le cadre de son travail

Bénéficie de formations ou de formations pratiques proposées par l’employeur

Facteurs de risque pour la santé physique

Positions fatigantes et pénibles

Soulève ou déplace des charges lourdes

Exposé à des vibrations causées par des équipements ou outils manuels

Fortement exposé au bruit

Exposé à la chaleur ou au froid

Bonnes pratiques en matière de management

Objectifs professionnels clairement définis

Retour d’informations de la part de la hiérarchie

Supérieur hiérarchique planifiant et organisant bien le travail

Intimidation sur le lieu de travail | Violences verbales Menaces ou comportement humiliant Brimades ou harcèlement | Bonnes relations professionnelles | Se sent « chez lui » au travail et a tissé des relations amicales avec ses collègues

L’indicateur synthétique qui mesure les ressources professionnelles rend compte de trois grands aspects de l’environnement de travail qui contribuent à aider les travailleurs à faire face à des demandes professionnelles lourdes. Le premier de ces aspects a trait aux possibilités offertes au travailleur de prendre des décisions relatives à son propre travail et d’acquérir des compétences ou de renforcer les siennes grâce à des possibilités de formations formelles ou informelles. La deuxième grande catégorie de ressources renvoie aux pratiques en matière de management et englobe des éléments tels qu’une bonne organisation du travail, l’existence d’objectifs professionnels clairement définis et le fait de bénéficier d’un retour d’informations sur le travail accompli. La dernière catégorie concerne les relations sociales au travail, caractéristiques d’une ambiance de travail détendue et conviviale.

Au total, ces diverses demandes et ressources professionnelles recouvrent différents aspects de l’environnement de travail. Il convient cependant de définir des critères pour préciser ce qu’il faut entendre par « demandes excessives », « ressources insuffisantes » et, finalement, « stress au travail ». Dans la suite de cette partie, les demandes sont jugées « excessives » en présence de deux ou trois demandes au total et les ressources « insuffisantes » lorsque le salarié ne dispose que d’une voire d’aucune ressource. Il y a « stress au travail » lorsque l’emploi comporte trois demandes (quel que soit le nombre de ressources) ou à la fois deux demandes et une seule ressource voire aucune. Ces critères ont été choisis à la lumière de l’analyse de la relation entre problèmes de santé (tels que perçus par l’individu) et nombre de demandes et de ressources (encadré 3.7). Schématiquement, il y a stress au travail en présence d’une combinaison de demandes et de ressources professionnelles qui risque très probablement de nuire à la santé des travailleurs.

Encadré 3.7. Définir le stress au travail

Il y a stress au travail dès lors que les demandes professionnelles sont excessives tandis que les ressources professionnelles sont insuffisantes pour y faire face. Par conséquent, pour construire un indicateur se prêtant à des comparaisons entre pays, il est indispensable de définir des critères – communs à tous les pays – précisant ce qu’il faut entendre par demandes excessives et ressources insuffisantes. Ce chapitre s’appuie sur les études consacrées à la santé au travail, qui constatent systématiquement que le stress au travail a un effet négatif important sur la santé des travailleurs (voir le tableau 3.A1.1, en annexe). À partir de ces constatations empiriques, les emplois associés à un fort stress au travail ont été identifiés en suivant deux étapes : 1) analyse de la relation entre total des demandes, total des ressources et santé des travailleurs ; ii) définition du stress au travail en fonction des combinaisons qui ont la plus forte probabilité de nuire à la santé des travailleurs. L’Enquête européenne sur les conditions de travail se prête relativement bien à cet exercice parce qu’elle contient plusieurs questions sur la santé des travailleurs. Deux indicateurs de santé ont été retenus : i) le pourcentage de travailleurs déclarant que le travail nuit à leur santé, et ii) le nombre moyen de jours d’arrêt maladie pris par les salariés au cours des 12 mois précédents. Ces deux indicateurs présentent des avantages et des inconvénients. Le premier relie certes explicitement problèmes de santé et conditions de travail, mais il repose en partie sur le jugement subjectif que portent les intéressés aussi bien sur leur travail que sur leur état de santé. Le second mesure les problèmes de santé de manière plus objective, mais ces problèmes de santé ne sont pas nécessairement dus à de mauvaises conditions de travail. Cependant, considérés ensemble, ces indicateurs sont complémentaires et peuvent apporter un éclairage précieux sur les liens entre demandes et ressources professionnelles et santé des travailleurs.

Il ressort du graphique ci-après qu’en moyenne dans les 23 pays pour lesquels on dispose de données, l’accumulation de demandes professionnelles a un fort effet négatif sur la santé des travailleurs, et que le total des ressources peut contribuer de manière non négligeable à atténuer cet effet négatif. Premièrement, plus de 50 % des travailleurs confrontés à trois demandes déclarent que leur travail nuit à leur santé, contre 10 % des salariés qui ne sont soumis à aucune exigence professionnelle (partie A). En outre, en moyenne au cours des 12 mois précédents, ces derniers ont été en arrêt maladie pendant moins de 6 jours, contre 11 à 15 jours pour les salariés soumis à trois demandes (partie B). Deuxièmement, les ressources professionnelles atténuent sensiblement l’effet négatif des demandes sur la santé parmi les travailleurs soumis à deux ou trois demandes. Ainsi, en l’absence de ressources professionnelles, ces travailleurs ont une probabilité 1.3 à 1.6 fois plus forte de déclarer souffrir de problèmes de santé que leurs homologues disposant de trois ressources. De plus, l’absence de ressources professionnelles va de pair avec une hausse de 40 % des arrêts maladie.

D’un point de vue qualitatif, ces résultats sont conformes à ceux d’études longitudinales plus rigoureuses, ce qui tend à confirmer la pertinence des divers indicateurs retenus pour mesurer les demandes et ressources professionnelles. En revanche, il est probable que l’impact de ces demandes et ressources sur la santé des travailleurs soit surestimé en raison d’éventuels problèmes de causalité inverse et d’un biais dû aux variables omises. Ces réserves étant faites, ces estimations servent de critères pour définir le stress au travail. Plus précisément, est considéré comme un emploi facteur de stress tout emploi caractérisé par trois demandes (quel que soit le nombre de ressources) ou par deux demandes et une seule ressource voire aucune. Bien que ce choix ait un fort impact sur la fréquence du stress au travail dans tous les pays, le classement des pays est robuste au choix de différentes combinaisons de demandes et de ressources (tableau 3.A1.1 en annexe).

Liens entre demandes, ressources et santé des travailleurs, 2010

a. Données groupées pour 23 pays (19 500 observations) : Autriche, Belgique, République tchèque, Danemark, Estonie, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Hongrie, Irlande, Italie, Luxembourg, Pays-Bas, Norvège, Pologne, Portugal, Slovénie, République slovaque, Espagne, Suède, Turquie et Royaume-Uni.

b. Les parties A et B présentent les effets estimés de diverses combinaisons de demandes et de ressources sur la probabilité de déclarer que le travail nuit à leur santé (régression logistique, partie A) et sur les arrêts maladie (régression par les moindres carrés ordinaires, partie B). Variables explicatives : 16 variables indicatrices correspondant aux 16 combinaisons possibles entre le nombre de demandes et le nombre de ressources (4×4). Variables de contrôle supplémentaires : âge, sexe, niveau d’instruction et variables indicatrices correspondant aux pays. Les effets estimés indiqués sont significatifs au seuil de 10 % (au moins).

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142566

En moyenne dans les 23 pays européens pour lesquels des données sont disponibles, 17 % des salariés subissent un stress au travail (graphique 3.6, partie A). Il existe de très fortes disparités entre pays, cette proportion étant comprise entre moins de 10 % au Danemark et au Pays-Bas et 25 % à 33 % en République tchèque, en France, en Slovénie et en Turquie. Au total, 27 % des salariés doivent faire face à des demandes excessives et près de 50 % de l’ensemble des salariés ont très peu de ressources à leur disposition (une ressource, voire aucune). Les contraintes de temps constituent le facteur de stress le plus courant, 45 % des salariés déclarant y être confrontés dans le cadre de leur travail (graphique 3.6, partie B). Les emplois physiquement pénibles sont également relativement répandus, plus d’un tiers des salariés déclarant être exposés à des risques ergonomiques ou ambiants sur leur lieu de travail. Bien que beaucoup plus faible, la proportion de travailleurs déclarant être en butte à une intimidation sur le lieu de travail représente néanmoins 14 % de l’ensemble des salariés. S’agissant des ressources professionnelles, la question de l’autonomie et de la possibilité d’acquérir des compétences est celle qui préoccupe le plus les salariés : plus de deux tiers d’entre eux indiquent avoir peu d’autonomie dans leur travail et peu de possibilités d’acquérir de nouvelles connaissances ou de renforcer leurs compétences. À l’inverse, la majorité des travailleurs se déclarent satisfaits des pratiques en matière de management (66 %) et des relations qu’ils entretiennent au travail (60 %).

Graphique 3.6. Demandes excessives, ressources insuffisantes et stress au travail, 2010

Note : Stress au travail (niveau élevé) : emplois regroupant les trois types de demande considérés, ou bien, deux demandes associées à seulement une ressource ou aucune (parmi les trois types de ressource considérés). Demandes excessives: deux ou trois demandes à la fois. Ressources insuffisantes: un seul type de ressource ou aucune ressource.

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142468

Les demandes professionnelles sont à l’origine de l’essentiel des disparités entre pays en matière de fréquence du stress au travail (graphique 3.6, partie B). La fréquence des demandes excessives et celle du stress sont fortement corrélées, le coefficient de corrélation entre pays s’établissant à 0.93, tandis que la corrélation entre ressources professionnelles et stress au travail est plus faible (-0.72). Quatre composantes de la qualité de l’environnement de travail sont à l’origine d’une grande partie des disparités entre pays en matière de fréquence du stress au travail : les contraintes de temps, les relations professionnelles et, dans une moindre mesure, les facteurs de risque pour la santé physique et l’autonomie et les possibilités d’apprentissage. En revanche, la fréquence de l’intimidation sur le lieu de travail et des bonnes pratiques en matière de gestion influe peu sur les comparaisons entre pays du pourcentage de salariés connaissant une situation de stress au travail. À noter cependant que même si elles n’expliquent qu’une faible part des différences entre pays, ces deux composantes sont d’importants déterminants du bien-être au travail au niveau individuel (OCDE, 2013c, chapitre 5).

La qualité de l’environnement de travail telle qu’elle est définie et mesurée dans ce chapitre a, sur le bien-être des travailleurs, d’importantes répercussions, qui vont bien au-delà des effets sur la santé. Le graphique 3.7 présente divers indicateurs objectifs et subjectifs de bien-être dans trois groupes de pays. Les groupes ont été constitués en fonction de la fréquence du stress au travail et regroupent des pays qui affichent respectivement des performances élevées, moyennes ou faibles, étant entendu que les performances sont d’autant plus élevées que la fréquence du stress au travail est faible. Il apparaît de manière frappante que les travailleurs soumis à du stress au travail affichent des résultats nettement plus faibles en matière de bien-être, quel que soit l’indicateur de bien-être retenu, et pour les trois groupes de pays. Il existe également une relation claire entre stress au travail et bien-être des travailleurs, entre pays. Dans les pays du tiers supérieur, un cinquième des salariés déclarent que le travail nuit à leur santé, soit dix points de pourcentage de moins que dans les pays où le stress au travail est relativement répandu. On observe également une forte corrélation entre stress au travail et satisfaction dans l’emploi, qui peut être considérée comme un indicateur global du bien-être (subjectif) sur le lieu de travail. Dans les pays du tiers supérieur, à peine plus de 1 % des travailleurs ne sont absolument pas satisfaits de leurs conditions de travail, contre 4 % dans les pays du tiers inférieur. En revanche, il n’existe pas entre pays de corrélation évidente entre le stress au travail et l’absentéisme pour maladie et entre le stress au travail et le « présentéisme » (présence au travail malgré une maladie). Cette absence de lien s’explique probablement par le fait que l’absentéisme comme le présentéisme sont influencés par les caractéristiques des régimes nationaux d’assurance maladie, qui diffèrent selon les pays en termes de conditions d’ouverture des droits et de générosité. Néanmoins, dans les trois groupes de pays, le stress au travail entraîne une hausse de l’absentéisme pour maladie, de 50 % dans les pays du tiers supérieur et de 40 % dans les deux autres groupes. On observe que les travailleurs soumis à un fort stress au travail prennent davantage de jours d’arrêt maladie et sont moins susceptibles de travailler quand ils sont malades dans les pays du tiers supérieur que dans ceux du tiers inférieur. Cela pourrait suggérer que les arrêts maladie font partie des mécanismes utilisés par les travailleurs pour supporter des demandes professionnelles lourdes.

Graphique 3.7. Relation entre stress au travail, santé et satisfaction vis-à-vis de l’emploi occupé, 2010

Note : Moyenne non pondérée au sein des groupes de pays suivants : Pays du tiers supérieur (stress au travail peu fréquent) : Danemark, Finlande, Irlande, Pays-Bas, Norvège, Portugal, Suède, Royaume-Uni. Pays du tiers intermédiaire : Autriche, Belgique, Estonie, Hongrie, Italie, Luxembourg, Pologne. Pays du tiers inférieur (stress au travail fréquent) : République tchèque, France, Allemagne, Grèce, République slovaque, Slovénie, Espagne, Turquie.

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142474

Au-delà de l’Europe : appliquer les indicateurs de stress au travail à un plus grand nombre de pays

Les modèles qui mesurent le stress au travail donnent des informations utiles – étayées par de solides études empiriques – sur la méthode à employer pour regrouper les multiples indicateurs relatifs à l’organisation du travail et aux relations professionnelles afin d’obtenir un petit nombre d’indicateurs synthétiques décrivant la qualité globale de l’environnement de travail. Ils sont néanmoins difficiles à appliquer à l’échelle internationale parce que les indicateurs sur lesquels ils reposent sont en partie établis à partir du jugement subjectif que les travailleurs portent sur leur emploi. Ces jugements pouvant être influencés par l’objet du questionnaire, l’ordre et la formulation des questions et les échelles de réponse (OCDE, 2013b), il faut, pour effectuer des comparaisons internationales, recourir à des données d’enquête harmonisées, comme celles issues de l’Enquête européenne sur les conditions de travail. Cependant, celle-ci ne porte que sur les pays européens. L’une des solutions envisageables pour appliquer la méthode de mesure du stress au travail à d’autres pays, consiste à utiliser les résultats du module Sens du travail de l’International Social Survey Program (ISSP), seule source internationale de données d’enquête portant, dans l’ensemble, sur les mêmes aspects de l’environnement de travail que l’EWCS. L’ISSP couvre 26 pays de l’OCDE, dont 16 pays européens entrant déjà dans le champ de l’EWCS. Dans cette section, nous étudions la possibilité de regrouper ces deux enquêtes pour obtenir un indicateur de stress au travail applicable aux 32 pays de l’OCDE qu’elles couvrent au total (seuls le Chili et l’Islande étant exclus).

Le dernier module Sens du travail disponible de l’ISSP ayant été réalisé en 2005, les données relatives aux demandes professionnelles, aux ressources professionnelles et aux stress au travail sont comparées à celles issues de la vague de 2005 de l’EWCS (les données de la vague suivante de ces deux enquêtes seront disponibles en 2015). Une analyse approfondie de ces deux enquêtes, réalisée à partir des 16 pays qu’elles ont en commun, montre qu’il est possible de calculer un indicateur comparable mais plus limité du stress au travail pour les pays non européens (voir l’encadré 3.8 pour de plus amples informations). Quatre composantes du stress au travail peuvent être mesurées à partir de chacune des deux enquêtes : les « contraintes de temps », les « facteurs de risque pour la santé » s’agissant des demandes professionnelles, et « l’autonomie et les possibilités de développement des compétences » et les « bonnes relations professionnelles » s’agissant des ressources professionnelles (voir le tableau 3.A1.3 en annexe pour de plus amples informations). Dans cette section, il est considéré qu’un travailleur subit un stress au travail lorsqu’il est confronté à une exigence mais ne dispose d’aucune ressource ou à deux demandes et ne dispose que d’une voire d’aucune ressource. Lorsque l’on retient cette définition, l’indicateur calculé avec les données de l’ISSP et celui calculé avec les données de l’EWCS pour les 16 pays communs aux deux enquêtes sont fortement corrélés, le coefficient de corrélation s’établissant à 0.89. Ce résultat conforte l’idée qu’ensemble, les deux enquêtes permettent d’établir un indicateur comparable du stress au travail pour les 32 pays de l’OCDE qu’elles couvrent.

Encadré 3.8. Construction d’une version réduite de l’indicateur de stress au travail d’après des données issues de deux enquêtes internationales différentes

Bien que l’Enquête européenne sur les conditions de travail et le module Sens du travail de l’International Social Survey Program portent en partie sur les mêmes aspects de l’environnement de travail, ils présentent plusieurs différences de taille. L’ECWS est spécifiquement conçue pour évaluer et suivre les conditions de travail de la population active européenne, alors que l’ISSP est une enquête menée régulièrement auprès de la population générale dans de nombreux pays du monde. Elle comporte différents modules, dont l’un est intitulé « Sens du travail ». Cette différence d’objet se traduit par des différences de format des questionnaires au niveau de l’ordre des parties, du nombre de questions posées pour mesurer un concept, de la formulation des questions et des échelles de réponse, qui peuvent elles-mêmes entraîner une disparité des réponses entre les deux enquêtes.

Certains aspects sont mesurés à partir de questions formulées négativement dans une enquête et positivement ou de manière neutre dans l’autre. Les questions relatives à la conciliation entre vie professionnelle et vie familiale illustrent cette différence. Dans l’ISSP, les personnes interrogées sont invitées à répondre à la question « À quelle fréquence avez-vous le sentiment que votre travail empiète sur votre vie familiale ? » sur une échelle graduée de 1 à 5 allants de toujours à jamais. Dans l’EWCS, la question correspondante est plus neutre, les salariés étant invités à indiquer « dans quelle mesure leurs horaires de travail s’accordent avec leurs engagements sociaux et familiaux ». Cette différence de formulation peut fausser les réponses. De fait, ces deux questions sont faiblement corrélées dans l’ensemble des 16 pays communs aux deux enquêtes, alors qu’elles portent globalement sur le même sujet. Il est possible que la formulation négative de la question posée dans l’ISSP fausse les réponses dans le sens de l’incompatibilité entre horaires de travail et vie privée. De surcroît, il n’est pas exclu que cette question rende compte, non seulement de l’incompatibilité entre horaires de travail et vie privée, mais aussi des répercussions émotionnelles que les demandes professionnelles peuvent avoir sur la vie privée. Au contraire, la question de l’EWCS est posée à la suite d’un ensemble de questions sur les horaires de travail qui prédisposent peut-être les personnes interrogées à répondre en ne tenant compte que de leurs horaires de travail.

Une autre différence réside dans le fait que l’EWCS contient plusieurs questions sur un aspect donné de l’environnement de travail, tandis que l’ISSP ne comporte en principe pas plus d’une ou deux questions générales sur chaque aspect. Les questions posées dans l’EWCS revêtent généralement la forme d’affirmations concrètes sur des composantes spécifiques d’un aspect particulier de l’environnement de travail. Par exemple, l’EWCS contient une longue série de questions sur la fréquence à laquelle les salariés interrogés sont exposés à certains facteurs de risque pour leur santé physique dans le cadre de leur travail, tels que la manipulation de produits ou substances chimiques dangereux ou les contacts cutanés avec ces produits. À ces questions détaillées sur des aspects objectifs de l’emploi correspondent au contraire, dans l’ISSP, des questions plus larges, reposant davantage sur l’auto-évaluation. Ainsi, les personnes interrogées sont directement invitées à indiquer si leurs conditions de travail sont dangereuses. Néanmoins, l’exposition à des facteurs de risque pour la santé physique est un concept dont la mesure apparait relativement robuste : le coefficient de corrélation calculé pour les 16 pays communs aux deux enquêtes est très élevé, même lorsque la formulation de la question est très différente d’une enquête à l’autre.

Du fait de ces différences entre les deux enquêtes, il n’est pas aisé de sélectionner des éléments comparables à partir des deux séries de données. Une analyse exploratoire approfondie de la comparabilité des deux enquêtes est nécessaire. Les résultats de cette analyse sont présentés de manière synthétique dans le tableau ci-dessous.

Dans un premier temps, des statistiques synthétiques ont été calculées pour toutes les questions pertinentes des deux enquêtes pour les 16 pays qu’elles ont en commun. Les corrélations entre chaque question de l’ISSP et chaque question de l’EWCS ont ensuite été analysées, afin de retenir les questions pour lesquelles les coefficients étaient les plus élevés. Dans un deuxième temps, ces questions ou séries de questions appariées ont été analysées afin de déterminer les critères et combinaisons qui permettraient d’obtenir les coefficients de corrélation les plus élevés au sein des 16 pays. Du fait des différences entre les deux enquêtes au niveau des échelles de réponse et de l’ordre des questions : i) pour les données de l’ISSP, deux critères différents ont été définis pour caractériser un niveau élevé d’exigences professionnelles et quatre pour caractériser un niveau élevé de ressources professionnelles ; ii) pour les données de l’EWCS, quatre critères différents ont été définis pour les demandes professionnelles et deux pour les ressources professionnelles. En combinant ces divers critères, huit indicateurs différents de stress au travail ont été obtenus pour chaque enquête. Dans chaque cas, le stress au travail est définie par un nombre de demandes supérieur au nombre de ressources. Par conséquent, la définition optimale de la notion de stress au travail a été choisie d’après l’analyse de la matrice de corrélation 8x8 ainsi obtenue. Enfin, l’indicateur de stress au travail obtenu à partir des données ISSP a été normalisé, afin que sa valeur moyenne soit identique à celle obtenu à partir des données EWCS.

Corrélations de rang entre les indicateurs calculés d’après l’EWCS et ceux calculés d’après l’ISSP dans les 16 pays communs aux deux enquêtes
Demandes : fréquence de… | Ressources : fréquence de…
Contraintes de temps : 0.75** hors France et Portugal (0.55 en incluant la France et le Portugal) | Bonnes relations professionnelles : 0.67** hors Irlande et Suisse (0.59 en incluant l’Irlande et la Suisse)
Facteurs de risque pour la santé physique : 0.79** | Autonomie et possibilités d’apprentissage : 0.87***
Niveau élevé d’exigences professionnelles (deux demandes) : 0.79*** | Faible niveau de ressources professionnelles (0 ressource) : 0.77***
Fréquence du stress au travail
Version réduite de l’indicateur de stress au travail reposant sur les données de l’EWCS et de l’ISSP (2005) : | 0.89*** (pour les 16 pays communs aux deux enquêtes)
Versions intégrale et réduite de l’indicateur de stress au travail reposant sur les données de l’EWCS (2010): | 0.88*** (pour les 23 pays couverts par l’EWCS)
***, **, *: statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.
Source : Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; International Social Survey Programme, module Sens du travail (2005).

Trois conclusions importantes peuvent être tirées de cet exercice du point de vue de la comparaison internationale de la qualité de l’environnement de travail. La première, qui est aussi la plus importante, est que l’exercice montre qu’il est possible de construire des indicateurs de la qualité de l’environnement de travail en faisant appel à plusieurs sources de données dès lors que le nombre de pays communs à ces deux sources est suffisant pour permettre une comparaison des sources. La deuxième est qu’il est possible de mesurer certains concepts à l’aide de types de questions très différents tout en obtenant des résultats comparables (exposition à des facteurs de risque pour la santé physique, par exemple). Enfin, la troisième conclusion est que des questions en apparence similaires ne sont pas fortement corrélées selon la manière dont elles sont posées (questions sur la conciliation entre vie professionnelle et vie familiale, par exemple), ce qui témoigne de l’importance de la formulation des questions pour les comparaisons internationales (voir OCDE, 2013b).

Le graphique 3.8 présente le pourcentage de salariés qui subissaient un fort stress au travail dans les pays de l’OCDE en 2005. Selon la version réduite de l’indicateur de stress au travail, 36 % des salariés de la zone de l’OCDE occupaient un poste facteur de stress. Les pays nordiques, l’Irlande et le Royaume-Uni étaient parmi les pays qui obtenaient les meilleurs résultats (tiers supérieur du classement) en 2010, affichant la part de salariés soumis du stress au travail la plus faible, comprise entre 15 % et 25 %. La Nouvelle-Zélande et l’Australie, où respectivement 20 % et 24 % des salariés étaient concernés par le stress au travail, appartenaient également à ce groupe. Dans le groupe intermédiaire, composé des pays d’Europe continentale ainsi que du Canada, des États-Unis, d’Israël, du Mexique et du Japon, le stress au travail touchait entre 27 % et 43 % de l’ensemble des salariés. Dans les pays affichant les moins bons résultats, notamment les pays d’Europe du Sud et d’Europe de l’Est ainsi que la Corée, le pourcentage de salariés souffrant de stress au travail était compris entre 44 % et 67 %.

Graphique 3.8. Version réduite de l’indicateur de stress au travail pour 32 pays de l’OCDE

Note : Définition du stress au travail: une demande et aucune ressource, ou bien, deux demandes avec seulement une ressource ou aucune. Niveau élevé d’exigences professionnelles : deux ressources.

***, **, *: statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

Source : Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; International Social Survey Programme, module Sens du travail (2005).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142484

Bien que les chiffres se rapportant à 2005 ne soient pas strictement comparables à ceux relatifs à 2010 reposant sur la version intégrale de l’indicateur, on observe une forte corrélation entre les deux versions de l’indicateur (coefficient de corrélation égal à 0.88). Comme souligné précédemment, même si le classement des pays est robuste à différentes définitions du stress au travail, la fréquence du stress au travail varie sensiblement selon la définition utilisée. Dans sa version intégrale, l’indicateur contient certes des composantes supplémentaires qui correspondent à des aspects de l’emploi essentiels pour le bien-être des travailleurs –l’intimidation sur le lieu de travail ou la qualité des pratiques de management –, mais les quatre composantes retenues dans la version réduite rendent compte des éléments qui contribuent le plus à expliquer les différences entre pays en matière de fréquence du stress au travail. Comme le montre le graphique 3.9, chacune de ces dimensions est fortement corrélée avec la fréquence du stress au travail (le coefficient de corrélation étant compris entre 0.73 et 0.80 s’agissant des demandes, et entre -0.76 et -0.88 s’agissant des ressources). Ces fortes corrélations sont également observées pour la version intégrale de l’indicateur se rapportant à 2010.

3. Portrait statistique de la qualité de l’emploi

Les résultats obtenus pour chacune des trois dimensions de la qualité de l’emploi varient sensiblement d’un pays de l’OCDE à l’autre. Pour évaluer la qualité globale de l’emploi dans les différents pays et groupes sociodémographiques, il est indispensable d’examiner les liens qui unissent ses différentes dimensions, en d’autres termes d’étudier si ces dimensions se renforcent mutuellement ou, au contraire, donnent lieu à des arbitrages potentiellement difficiles. Pour réaliser cet examen, il est possible de recourir soit à un indice composite soit à un ensemble d’indicateurs (tableau de bord). Les indices composites présentent l’avantage de tenir compte de la distribution conjointe des performances en matière de qualité de l’emploi, parce qu’ils synthétisent en un seul indicateur les forces et faiblesses relatives d’un pays ou d’une catégorie de la population concernant les divers aspects de la qualité de l’emploi. Cette méthode nécessite toutefois de pondérer chacune des grandes dimensions de la qualité de l’emploi, ce qui peut se révéler complexe dans un cadre international. Les préférences individuelles entre salaire, sécurité de l’emploi et qualité de l’environnement de travail peuvent varier selon les pays et au sein même des pays sous l’effet de facteurs socioculturels. Aucune formule de pondération ne faisant l’unanimité, cette section s’appuie sur un tableau de bord. Elle présente une image générale de la qualité de l’emploi dans les différents pays et pour différentes catégories sociodémographiques, et décrit les liens entre qualité et quantité des emplois.

Comparaison des pays en matière de qualité de l’emploi

Les indicateurs relatifs à la qualité de l’emploi étant exprimés dans des unités très différentes (dollars des États-Unis, pourcentage de travailleurs, etc.), il est nécessaire, pour effectuer des comparaisons entre pays et au sein des pays, de normaliser ces valeurs. À cette fin, les pays ont été classés en fonction de leurs résultats dans chacune des grandes dimensions de la qualité de l’emploi et des composantes de ces dimensions : qualité globale du revenu d’activité, montant du salaire moyen, inégalité de salaire, sécurité sur le marché du travail, risque de chômage, assurance chômage, stress au travail, demandes professionnelles excessives, ressources professionnelles insuffisantes. Les neufs classements par pays sont présentés dans le tableau 3.3, qui fournit une image globale des points forts et des points faibles de chaque pays par rapport aux autres, pour les 32 pays de l’OCDE pour lesquels on dispose de données.

Tableau 3.3. Tableau de bord de la qualité de l’emploi dans les pays de l’OCDE

Rangs des pays selon leur performance, de la plus élevée (rang 1) à la plus faible (rang 32) dans chacune des dimensions principales et des composantes de ces dimensions

Source : Revenu d’activité : Enquête sur la structure des salaires (SES) pour les pays européens, enquêtes nationales sur la population active pour Israël, le Mexique et les États-Unis, enquêtes nationales conduites auprès des ménages pour l’Australie, le Canada et la Corée et Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs-ear-data-fr, pour la Nouvelle-Zélande et le Japon. Sécurité sur le marché du travail : Base de données de l’OCDE sur les statistiques du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00322-fr, Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr, Base de données de l’OCDE sur les programmes du marché du travail et Base de données de l’OCDE sur les impôts et les prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr. Qualité de l’environnement de travail : Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; International Social Survey Programme, module Sens du travail (2005).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142918

Le tableau de bord permet de présenter séparément les résultats obtenus pour chaque indicateur de la qualité de l’emploi, si bien qu’il est possible d’apprécier quels aspects contribuent le plus à expliquer les différences entre pays en matière de qualité globale de l’emploi. Cet avantage a cependant des contreparties : le tableau de bord fournit une image, complexe, plus difficile à communiquer, et ne donne pas d’informations synthétiques sur les relations entre les divers aspects de la qualité de l’emploi. Le graphique 3.9 remédie à certaines de ces limites. Il synthétise les informations en indiquant le nombre de scores que chacun des 32 pays de l’OCDE pour lesquels des données sont disponibles a obtenu dans les dix premières et dix dernières places du classement pour les trois principales dimensions de la qualité de l’emploi. Il permet de dégager les tendances suivantes :

Le Danemark, la Finlande, l’Allemagne, le Luxembourg, les Pays-Bas, la Nouvelle-Zélande, la Norvège, la Suède et la Suisse sont au nombre des pays qui affichent les meilleurs résultats. Ces pays se démarquent par des résultats relativement satisfaisants dans au moins deux des trois dimensions de la qualité de l’emploi, n’occupant l’une des dix dernières places du classement pour aucun indicateur.

L’Australie, l’Autriche, la Belgique, le Canada, la République tchèque, la France, l’Irlande, Israël, l’Italie, le Japon, la Corée, le Mexique, la Slovénie, le Royaume-Uni et les États-Unis affichent des résultats moyens. Dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi, ces pays ne se rangent jamais parmi les dix derniers ou les dix premiers du classement pour plus d’un indicateur, à l’exception de l’Irlande et de la Corée où la situation est plus contrastée.

L’Estonie, la Grèce, la Hongrie, la Pologne, le Portugal, la République slovaque, l’Espagne et la Turquie figurent parmi les pays qui affichent des résultats relativement mauvais. Ils obtiennent de mauvais résultats dans deux voire dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi. De surcroît, aucun de ces pays n’affiche de bons résultats dans au moins une de ces trois dimensions.

Graphique 3.9. Un résumé des performances des pays dans les trois dimensions principales de la qualité de l’emploi

Note : Les performances des pays ont été classées pour chacune des trois dimensions principales de la qualité de l’emploi selon les indicateurs synthétiques de salaire, de sécurité sur le marché du travail et de qualité de l’environnement de travail, respectivement. Le graphique ci-dessus reporte le nombre de scores parmi les dix premiers (bonnes performances) et le nombre de scores parmi les dix derniers (mauvaises performances), obtenus en considérant les 32 pays pour lesquels les trois indicateurs synthétiques étaient disponibles. Les pays sont classés par nombre décroissant de scores parmi les dix premiers, puis par nombre croissant de scores parmi les dix derniers.

Source : Revenu d’activité : Enquête sur la structure des salaires (SES) pour les pays européens, enquêtes nationales sur la population active pour Israël, le Mexique et les États-Unis, enquêtes nationales conduites auprès des ménages pour l’Australie, le Canada et la Corée et Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs.ear-data-fr pour la Nouvelle-Zélande et le Japon. Sécurité sur le marché du travail : Base de données de l’OCDE sur les statistiques du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00322-fr, Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations, Base de données de l’OCDE sur les programmes du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr et de la Base de données de l’OCDE sur les impôts et les prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr. Qualité de l’environnement de travail : Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; International Social Survey Programme, module Sens du travail (2005).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142499

Le graphique 3.10, construit à partir de ces groupes de pays, examine plus précisément les liens entre qualité du revenu d’activité, sécurité sur le marché du travail et qualité de l’environnement de travail en tenant également compte de la quantité d’emplois. S’agissant de cette dernière, les pays sont classés par ordre décroissant en fonction de leur taux d’emploi. Il apparaît que les pays qui affichent de bonnes performances en termes de qualité de l’emploi obtiennent généralement aussi de bons résultats sur le plan quantitatif. De même, les pays qui affichent des résultats relativement mauvais en matière de qualité de l’emploi ont généralement des taux d’emploi relativement faibles. La situation est plus contrastée dans les pays qui affichent des performances moyennes en termes de qualité de l’emploi. Ainsi, l’Australie, l’Autriche, le Canada, le Japon, et le Royaume-Uni ont un taux d’emploi relativement satisfaisant, tandis que l’Irlande, Israël, l’Italie et le Mexique, par exemple, se caractérisent par un taux d’emploi relativement faible. On observe néanmoins une corrélation relativement forte entre le classement des pays en fonction du taux d’emploi et leur classement en fonction de chacune des dimensions de la qualité de l’emploi. Cela suggère qu’il n’y a pas réellement d’arbitrage entre quantité d’emplois et qualité de l’emploi, mais qu’il existe au contraire des synergies potentielles.

Graphique 3.10. Relation entre qualité des emplois et taux d’emploi

Rangs des pays selon leur performance, de la plus élevée (rang 1) à la plus faible (rang 32)

Note : Pays dont la performance globale en matière de qualité de l’emploi est relativement élevée (resp. faible): pays obtenant au moins deux scores parmi les 10 premiers (resp. derniers) sur l’ensemble des trois dimensions principales de la qualité de l’emploi.

Source : Revenu d’activité : Enquête sur la structure des salaires (SES) pour les pays européens, enquêtes nationales sur la population active pour l’Argentine, le Brésil, le Chili, Israël, le Mexique et les États-Unis, enquêtes nationales conduites auprès des ménages pour l’Australie, le Canada et la Corée et Base de données de l’OCDE sur la distribution des salaires, http://dx.doi.org/10.1787/lfs.ear-data-fr pour la Nouvelle-Zélande et le Japon. Sécurité sur le marché du travail : Base de données de l’OCDE sur les statistiques du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00322-fr, Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations, Base de données de l’OCDE sur les programmes du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr et de la Base de données de l’OCDE sur les impôts et les prestations, http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr. Qualité de l’environnement de travail : Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; International Social Survey Programme, module Sens du travail (2005).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142507

Les trois dimensions de la qualité de l’emploi sont positivement corrélées les unes avec les autres. Ces corrélations ne sont cependant pas très fortes, en raison, principalement, des pays qui se situent au milieu du classement, qui obtiennent souvent des résultats disparates dans les diverses dimensions même s’ils ont des scores globaux similaires. Ainsi, le Royaume-Uni et les États-Unis obtiennent des résultats relativement satisfaisants en matière de qualité du revenu d’activité et d’environnement de travail, mais des résultats plutôt médiocres s’agissant de la sécurité sur le marché du travail. De même, la France et la Corée obtiennent des résultats plutôt satisfaisants en matière de sécurité sur le marché du travail mais de très mauvais résultats sur le plan de l’environnement de travail.

Quels travailleurs occupent les emplois de qualité ?

L’examen de la distribution conjointe des indicateurs de la qualité de l’emploi pour les différents groupes socioéconomiques peut apporter un nouvel éclairage sur les inégalités face à l’emploi, parce qu’il permet de mieux appréhender la nature et l’ampleur des handicaps auxquels sont confrontés certaines catégories de la population. Par exemple, dans la quasi-totalité des pays de l’OCDE, les travailleurs peu qualifiés, les jeunes, les travailleurs âgés et les femmes ont moins de débouchés professionnels que les autres. Reste cependant à savoir si, lorsqu’ils trouvent un poste, ils sont également pénalisés sur le plan de la qualité de l’emploi. Cette section apporte une première réponse à cette question à partir d’une analyse portant sur les 23 pays européens pour lesquels des données relatives à 2010 sont disponibles au niveau des différents groupes de population.

Comme on pouvait s’y attendre, la qualité globale du revenu d’activité varie sensiblement d’un groupe sociodémographique à l’autre (graphique 3.11, partie A). Elle augmente avec l’âge, ce qui témoigne du fait que le montant moyen du revenu croît généralement avec l’expérience. La dispersion intra-groupe des salaires augmente elle aussi avec l’âge et tend par conséquent à gommer l’effet positif de la croissance du salaire sur le bien-être sur l’ensemble de l’existence. On observe également d’importants écarts de salaire moyen entre hommes et femmes, ce qui confirme l’existence, déjà bien établie, d’un écart de rémunération entre les sexes. La dispersion intra-groupe est cependant plus forte pour les hommes que pour les femmes, ce qui réduit l’écart entre les sexes en matière de qualité globale du revenu d’activité. Un niveau d’instruction plus élevé va de pair avec une meilleure qualité du revenu d’activité, essentiellement due à un salaire plus élevé. Comparativement, la dispersion intra-groupe des salaires joue un rôle minime.

Graphique 3.11. Qualité de l’emploi et accès à l’emploi, selon différents groupes sociodémographiques

Moyennes pour 24 pays (2010)

Note : Pays pris en compte : Autriche, Belgique, République tchèque, Danemark, Estonie, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Hongrie, Islande, Irlande, Italie, Luxembourg, Pays-Bas, Norvège, Pologne, Portugal, Slovénie, République slovaque, Espagne, Suède, Turquie et Royaume-Uni (24 pays, 23 pays hors Islande dans la partie C).

Source : Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) ; Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; Base de données de l’OCDE sur les statistiques du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00310-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142519

L’insécurité globale sur le marché du travail varie en fonction de l’âge et du degré d’instruction (graphique 3.11, partie B). La relation entre l’âge et l’insécurité sur le marché du travail est non linéaire. Les jeunes (15 à 29 ans), de même que les travailleurs âgés (50 à 64 ans), sont confrontés à une insécurité beaucoup plus forte que les travailleurs d’âge très actif (30 à 49 ans). Le niveau relativement faible de sécurité de l’emploi constaté parmi les jeunes s’explique à la fois par un risque de chômage supérieur à la moyenne et par un niveau d’assurance chômage inférieur à la moyenne. Les travailleurs âgés forment le groupe le plus exposé au risque de chômage, mais bénéficient du niveau d’assurance chômage effective le plus élevé. Ce risque de chômage plus élevé s’explique par le fait qu’ils sont plus exposés au risque de chômage de longue durée (graphique 3.A2.1 en annexe). La sécurité globale sur le marché du travail est nettement plus faible parmi les travailleurs non qualifiés, tandis qu’elle est globalement identique pour les travailleurs moyennement qualifiés et très qualifiés. S’agissant des travailleurs non qualifiés, cette situation est due à la fois à un risque de chômage supérieur à la moyenne et à un niveau d’assurance chômage inférieur à la moyenne, ces travailleurs étant moins nombreux à remplir les conditions d’ouverture des droits. Les travailleurs très qualifiés représentent le groupe le moins exposé au risque de chômage mais bénéficient d’un niveau d’assurance chômage inférieur à la moyenne. La raison en est que les prestations de chômage sont plafonnées, si bien que le taux de remplacement diminue à mesure que le salaire (antérieur) augmente. Par conséquent, le taux de remplacement est généralement plus faible pour les travailleurs qualifiés, qui perçoivent un salaire plus élevé.

Il existe une forte corrélation négative entre le niveau d’instruction et la fréquence du stress au travail (graphique 3.11, partie C). Ainsi, près d’un quart des travailleurs peu qualifiés sont touchés par le stress au travail, contre 10 % de leurs homologues très qualifiés. Cette situation semble due à la fois à la diminution des demandes professionnelles et à l’accroissement des ressources à mesure que le niveau d’instruction augmente, principalement parce que les travailleurs très qualifiés ont davantage d’autonomie et de possibilités de développement de leur compétences dans le cadre de leur travail et sont moins souvent exposés à des facteurs de risque pour la santé physique (graphique 3.A2.2 en annexe). Pour des raisons similaires, les femmes sont moins exposées que les hommes au risque de stress au travail. Bien que les jeunes soient légèrement plus exposés à ce risque que les autres travailleurs, les disparités entre groupes d’âge sont limitées.

Lorsque l’on tient compte à la fois de la quantité d’emplois et de leur qualité, certains groupes sociodémographiques cumulent de nombreux handicaps, tandis que d’autres affichent de bons résultats dans toutes les dimensions :

Les jeunes et les travailleurs non qualifiés sont les groupes les plus défavorisés. Enregistrant le taux de chômage le plus élevé, ces deux groupes affichent les plus mauvais résultats en termes quantitatifs et qualitatifs. Ce constat est un nouveau signal d’alerte pour les pouvoirs publics sur la situation des jeunes et des travailleurs non qualifiés en matière d’emploi²³.

A contrario, les travailleurs très qualifiés obtiennent de bons résultats dans toutes les dimensions. Le taux de chômage diminue nettement à mesure que le niveau d’instruction augmente. À ce rendement des compétences en termes de quantité d’emplois, s’ajoutent des effets positifs significatifs du niveau d’instruction sur la qualité de l’emploi, les travailleurs qualifiés jouissant d’un meilleur accès à des emplois de qualité quelle que soit la dimension considérée.

La situation des femmes est plus contrastée. Si le taux de chômage est globalement similaire parmi les hommes et parmi les femmes, le taux d’emploi des femmes est sensiblement plus faible que celui des hommes (il s’agit là d’un constat bien établi, qui s’explique par un taux d’activité plus bas) et il existe un important écart entre les sexes en matière de qualité du revenu d’activité. Toutefois, les femmes affichent des résultats proches de ceux des hommes sur le plan de l’insécurité sur le marché du travail et sont moins touchées que ces derniers par le stress au travail.

Il est également intéressant d’examiner la relation entre la qualité de l’emploi et le type d’emploi – temporaire ou permanent d’une part et à temps partiel et à plein temps d’autre part (graphique 3.12) :

Il existe une forte corrélation entre emploi temporaire et mauvaise qualité de l’emploi dans les trois dimensions. Les travailleurs temporaires perçoivent une rémunération plus faible et sont plus exposés à l’insécurité sur le marché du travail et au stress au travail. Si cette situation est déjà bien connue s’agissant de la rémunération et de l’insécurité sur le marché du travail (OCDE, 2014c), l’influence des contrats temporaires sur le stress au travail a jusqu’à présent suscité un peu moins d’intérêt. La fréquence plus grande du stress au travail parmi les travailleurs temporaires est due à la fois à des demandes professionnelles plus grandes et à de moindres ressources. Ces travailleurs déclarent en particulier être davantage exposés à des facteurs de risque pour la santé physique et à un problème d’intimidation sur le lieu de travail, tandis qu’ils ont moins d’autonomie et de possibilités de développer leurs compétences et sont moins soutenus par leurs collègues (graphique 3.A2.2 en annexe).

La situation des travailleurs à temps partiel est plus contrastée. La qualité globale du revenu d’activité (en termes de salaire horaire) est plus faible pour les travailleurs à temps partiel que pour les salariés à temps plein. De même, l’insécurité sur le marché du travail est beaucoup plus forte pour les travailleurs à temps partiel que pour ceux qui exercent à plein temps. Cette situation s’explique à la fois par un risque de chômage plus élevé et par un niveau d’assurance chômage effective plus faible. Cette protection plus faible des travailleurs à temps partiel par l’assurance chômage est une préoccupation importante du point de vue de l’action publique. En revanche, les salariés à temps partiel sont généralement moins touchés par le stress au travail. Ce moindre stress au travail s’explique essentiellement par des demandes professionnelles moins lourdes. Comme on pouvait s’y attendre, les travailleurs à temps partiel ont moins de contraintes de temps que leurs collègues exerçant à temps plein et, de façon moins attendue, ils sont aussi moins exposés à des facteurs de risque pour la santé physique (graphique 3.A2.2 en annexe).

Graphique 3.12. Qualité de l’emploi et accès à l’emploi selon le type d’emploi

Moyennes pour 24 pays (2010)

Note : Pays pris en compte : Autriche, Belgique, République tchèque, Danemark, Estonie, Finlande, France, Allemagne, Grèce, Hongrie, Islande, Irlande, Italie, Luxembourg, Pays-Bas, Norvège, Pologne, Portugal, Slovénie, République slovaque, Espagne, Suède, Turquie et Royaume-Uni (24 pays, 23 pays hors Islande dans la partie C).

Source : Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) ; Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg ; Base de données de l’OCDE sur les statistiques du marché du travail, http://dx.doi.org/10.1787/data-00310-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142520

Ces constatations expliquent peut-être en partie les mauvais résultats des jeunes et des travailleurs peu qualifiés en matière de qualité de l’emploi, puisque ces deux catégories de travailleurs sont plus susceptibles que les autres de travailler dans le cadre d’un contrat temporaire. De même, les résultats des femmes en matière de qualité de l’emploi pourraient être dus au fait qu’elles sont plus nombreuses que les hommes à travailler à temps partiel. Néanmoins, ces constats demeurent, même lorsqu’on examine la relation entre qualité de l’emploi et caractéristiques des travailleurs en isolant les effets propres du travail temporaire et du travail à temps partiel (tableau 3.A2.1 en annexe). Les travailleurs non qualifiés affichent des résultats nettement plus mauvais dans les trois dimensions de la qualité de l’emploi, même après prise en compte des effets du travail temporaire et à temps partiel, tandis que les jeunes sont confrontés à une moindre qualité du revenu d’activité et à une insécurité sur le marché du travail plus forte. Les femmes restent moins concernées par le stress au travail. Ces résultats laissent penser que les jeunes et les travailleurs non qualifiés sont confrontés à de multiples obstacles pour accéder à un emploi de bonne qualité et que ces obstacles ne se limitent pas au caractère temporaire de leur emploi.

Conclusions

Le principal apport de ce chapitre est l’élaboration d’un nouveau cadre conceptuel et opérationnel pour mesurer et évaluer la qualité de l’emploi dans différents pays et groupes socioéconomiques. La notion de qualité de l’emploi renvoie aux divers aspects du travail qui concourent au bien-être des travailleurs. Il s’agit donc, par définition, d’un concept multidimensionnel. Ce chapitre identifie trois grandes dimensions, qui s’inscrivent dans la logique des travaux conceptuels antérieurs de l’OCDE dans le domaine de la mesure du bien-être et qui, d’après les études empiriques déjà menées dans le champ de l’économie, de la sociologie et de la santé au travail, revêtent une importance particulière pour le bien-être des travailleurs. Ces dimensions sont : i) la qualité du revenu d’activité, qui dépend du montant moyen de ce revenu et de sa répartition entre les travailleurs ; ii) la sécurité sur le marché du travail, définie en termes de risque de chômage et d’assurance contre le risque de chômage ; et iii) la qualité de l’environnement de travail, définie en termes d’équilibre entre les demandes et les ressources professionnelles.

Chacune de ces trois dimensions est en lien avec des questions qui, de longue date, occupent une place importante dans les débats sur l’action publique. La qualité globale du revenu d’activité, par exemple, dépend de l’influence des politiques destinées à soutenir la croissance, de l’accessibilité et de la qualité de l’enseignement, de la nature des institutions de fixation des salaires (salaire minimum, conventions collectives, par exemple) et des caractéristiques du système de prélèvements et de transferts. La sécurité globale sur le marché du travail dépend des interactions entre protection de l’emploi, systèmes d’indemnisation du chômage (sous forme de prestations de chômage et d’indemnités de licenciement) et politiques actives du marché du travail. Parce qu’elle a une incidence sur la santé des travailleurs, la qualité de l’environnement de travail n’influe pas seulement sur leur bien-être : elle a également des conséquences économiques directes, sur la productivité des travailleurs et sur les dépenses publiques de santé. Elle dépend dans une large mesure des règles relatives à la santé et à la sécurité sur le lieu de travail et de l’efficacité avec laquelle les systèmes de médecine du travail préviennent les problèmes de santé liés au travail, mais aussi du dialogue social et de la responsabilité sociale des employeurs.

Si les trois dimensions de la qualité de l’emploi précitées (qualité du revenu d’activité, sécurité sur le marché du travail et qualité de l’environnement de travail) sont des composantes essentielles de ce nouveau cadre, leurs modalités de mesure sont souples et peuvent être modulées en fonction de l’objectif poursuivi et des données disponibles ; de même, d’autres choix peuvent être faits pour la pondération des différentes composantes de ces dimensions. Il est par exemple possible d’accorder plus ou moins de poids que dans le calcul de référence présenté dans ce chapitre aux inégalités de salaire dans la mesure de la qualité du revenu d’activité. Pour que les indicateurs soient cohérents d’un point de vue conceptuel et utiles à l’action publique, le cadre fixe trois principes directeurs : i) aborder la qualité de l’emploi sous l’angle des résultats pour les travailleurs plutôt que sous celui des déterminants de cette qualité ; ii) s’attacher aux aspects objectifs de la qualité de l’emploi ; et iii) calculer les indicateurs à partir de données sur les individus afin que les résultats ne se limitent pas à des tendances moyennes.

Il reste encore beaucoup de travail à accomplir pour donner à la qualité de l’emploi la place qu’elle mérite dans le débat sur la situation du marché du travail. Il est en particulier nécessaire d’essayer de mieux cerner les interactions des différentes dimensions de la qualité de l’emploi entre elles et avec la quantité d’emplois et de mieux comprendre l’influence de ces dimensions sur la situation du marché du travail en général. Il faudrait également aller au-delà de la logique suivie ici, en grande partie statique, pour adopter une démarche plus dynamique, accordant plus de place aux perspectives professionnelles en termes de progression de carrière au cours de l’existence. Enfin, il faudrait étendre l’analyse de la qualité de l’emploi aux économies émergentes et en développement, où cette qualité est une préoccupation plus forte encore compte tenu du fait que le travail informel et les mauvaises conditions de travail sont des phénomènes répandus.

Notes

 1. Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

 2. Ce chapitre s’inscrit dans le cadre du projet « Defining, Measuring and Assessing Job Quality and its Links to Labour Market Performance and Well-Being » [VS/2013/0180 (SI2.666737)]. Il a été produit grâce à l’assistance financière et technique de l’Union européenne. Le contenu de ce chapitre est de l’entière responsabilité de l’OCDE et ne peut en aucune manière refléter le point de vue de l’Union européenne. Ce projet, mené conjointement par la Direction de l’emploi, du travail et des affaires sociales et la Direction des statistiques de l’OCDE, devrait parvenir à son terme en septembre 2015.

 3. Bien que la plupart des indicateurs des politiques publiques portent sur les déterminants plutôt que sur les résultats de la qualité de l’emploi, la distinction entre résultats et déterminants n’est pas toujous nette. Il en va ainsi de plusieurs composantes du système de prélèvements et de transferts. Ainsi, les prestations de chômage peuvent être traitées aussi bien comme un résultat que comme un déterminant de la qualité de l’emploi : elles peuvent être considérées comme un résultat parce qu’elles constituent une source de revenu importante pour les personnes qui occupent un emploi précaire, mais aussi comme un déterminant parce qu’elles ont des répercussions plus larges sur la qualité de l’emploi (par exemple parce qu’à travers leur impact sur le revenu, elles accroissent le pouvoir de négociation des travailleurs et/ou améliorent l’adéquation entre offre et demande de main-d’œuvre).

 4. Selon les pays, divers facteurs peuvent avoir une incidence sur le lien entre résultats et déterminants. Par exemple, la qualité de l’emploi associée à un contrat temporaire ou à un contrat à durée indéterminée dépend des règles appliquées à ces contrats dans le pays.

 5. Parce qu’elles renforcent la motivation des travailleurs et leur aptitude au travail et améliorent leur productivité, ces mesures sont également bénéfiques pour les employeurs. Ce sont d’ailleurs des considérations similaires qui ont motivé l’instauration de régimes d’assurance maladie par les employeurs dans certains pays de l’OCDE.

 6. Le revenu brut est un indicateur plus pertinent si l’on se place du point de vue de l’employeur parce qu’il représente la principale composante des coûts de main-d’œuvre (avec la part patronale des cotisations sociales).

 7. La thèse d’Easterlin a également fortement encouragé les travaux sur le rôle des comparaisons du revenu relatif dans le bien-être. Aujourd’hui, de nombreuses données démontrent l’importance de ces comparaisons (Clark et al., 2008). Ces comparaisons peuvent être faites par rapport à la situation antérieure d’un individu et refléter des effets d’accoutumance ou d’adaptation ou par rapport à la situation d’un groupe de référence et donner naissance à des effets de pairs. Les effets d’adaptation comme les effets de pair sont des explications plausibles du paradoxe d’Easterlin.

 8. La partie B du graphique 3.1 laisse également penser que la relation linéaire entre la satisfaction à l’égard de l’existence et le logaritme du revenu est plus faible dans les pays à revenu élevé. De fait, en moyenne dans l’ensemble des pays, il existe une relation négative significative entre le gradient de revenu – obtenu par régression linéaire du logarithme du revenu sur la satisfaction à l’égard de l’existence – et le PIB par habitant, ce qui semble indiquer que la relation entre revenu et bien-être subjectif n’est pas exactement log-linéaire.

 9. Les données en coupe transversale sont convaincantes mais elles ne permettent pas d’évaluer directement la thèse selon laquelle l’argent ne fait pas le bonheur avancée par Easterlin, celui-ci s’intéressant à la relation intertemporelle à long terme entre revenu et bien-être subjectif. Rien ne prouve cependant que la relation à long terme diffère de celle mise en évidence à partir des données en coupe transversale. De fait, on estime souvent que les résultats en coupe transversale tels que ceux présentés par le graphique 3.2 mettent en lumière la relation à long terme parce que les effets fixes invariants dans le temps ne sont pas éliminés. On pourrait certes avancer que les différences de revenu permanentes sont liées à divers facteurs qui ont une incidence sur la satisfaction à l’égard de l’existence, tels que le niveau d’instruction, la santé et la qualité des institutions par exemple. Il en va cependant de même de l’évolution à long terme du revenu au sein d’un même pays. En outre, Sacks et al. (2012) montrent que la relation positive entre revenu et bien-être subjectif existe également quand on la teste sur des périodes plus longues. La prudence impose néanmoins de ne pas tirer de conclusions définitives au sujet de la relation à long terme entre revenu et bien-être subjectif tant que des données de meilleure qualité ne sont pas disponibles.

 10. Pour avoir une première indication sur la pertinence de ces explications de l’aversion à l’inégalité, il est utile d’évaluer dans quelle mesure l’aversion à l’inégalité est associée à une inégalité entre groupes ou au sein des groupes. Dans la mesure où les effets de pairs liés à la motivation autocentrée sont concentrés au sein des groupes, il est fort probable que l’aversion aux inégalités intragroupes s’explique par des motivations autocentrées, tandis que l’aversion aux inégalités intergroupes est plus vraisemblablement due à des motivations altruistes. Des régressions dont les résultats ne sont pas rapportés confirment l’existence d’une relation négative entre inégalité de revenu et bien-être subjectif et laissent en outre penser qu’elle s’explique par une aversion aux inégalités intergroupes.

 11. Voir Foster et al. (2013) pour une présentation complète de la méthode des moyennes généralisées et OCDE (2014b) pour une application récente.

 12. Les travailleurs temporaires et les salariés qui ont peu d’ancienneté étant généralement les premiers à perdre leur emploi en cas de contraction de l’activité économique, leur part dans l’emploi total tend à diminuer en période de récession, connaissant ainsi une évolution procyclique.

 13. Les perceptions relatives à la sécurité de l’emploi sont évaluées à partir de l’affirmation « je risque de perdre mon emploi dans les six mois à venir », tandis que celles qui se rapportent à la progression de carrière sont évaluées à partir de la réponse « mon emploi offre de bonnes perspectives de progression de carrière ». La qualité du contrat est exprimée sous forme d’un indice égal à 1 dans le cas d’un contrat à durée indéterminée, à 0.5 pour un contrat temporaire et à zéro en l’absence de contrat formel. On suppose donc que le type de contrat a, sur les perspectives professionnelles, un effet indépendant en plus de celui dont rendent compte les perceptions relatives à la sécurité de l’emploi et à la progression de carrière.

 14. Il est également possible de montrer que le risque de chômage correspond peu ou prou au taux de chômage effectif et au taux de chômage à l’équilibre, à savoir le niveau auquel le chômage s’établirait si les probabilités d’entrer dans le chômage et de sortir du chômage restaient constantes (Elsby et al., 2009 ; Shimer, 2012). Il est donc par conséquent également possible d’exprimer le risque de chômage en pourcentage de la population active.

 15. Cette conception de l’insécurité sur le marché du travail repose sur deux hypothèses importantes. Premièrement, on suppose que la perte de salaire due au licenciement peut être négligée. Bien que cette perte représente une composante potentiellement importante des coûts subis par les travailleurs licenciés (Jacobson et al., 1993), les données laissent penser que le chômage représente l’essentiel de ces coûts dans la majorité des pays de l’OCDE (Kuhn, 2002 ; OCDE, 2013c). Deuxièmement, on suppose que le chômage est involontaire.

 16. Plus précisément, l’assurance chômage effective correspond au produit du taux de couverture de l’assurance chômage et du taux de remplacement net moyen garanti aux bénéficiaires de l’assurance chômage, auquel on ajoute le produit du taux de couverture de l’assistance chômage et du taux de remplacement net moyen garanti aux bénéficiaires de ce système, ainsi que le produit entre part résiduelle de personnes non couvertes par les allocations d’assurance ou d’assistance chômage (ou bien, ratio entre le nombre de personnes bénéficiaires de l’assistance sociale et le nombre de chômeurs, si ce ratio est inférieur à la part résiduelle) multipliée par le taux de remplacement moyen garanti aux bénéficiaires de l’assistance sociale. Les prestations familiales, les prestations d’aide sociale et les allocations logement sont prises en compte dans le calcul des taux de remplacement moyens garantis aux bénéficiaires de l’assurance chômage et de l’assistance chômage, lorsque ces derniers remplissent les conditions d’éligibilité. Dans le cas de ces deux dispositifs on suppose que le taux de couverture rend compte de l’éligibilité (voir l’encadré 3.4).

 17. L’assurance informelle, sous forme de partage des risques au sein du ménage, et l’assurance privée, sous forme d’épargne individuelle, ne sont pas prises en compte. Bien qu’elles contribuent vraisemblablement de manière importante à atténuer les effets négatifs du risque de chômage sur le bien-être, elles ne font pas partie intégrante de la qualité de l’emploi puisque à la différence de l’assurance chômage par exemple, elles ne dépendent pas de l’activité ou des antécédents professionnels.

 18. Young (2012) exploite des données sur les transitions individuelles entre l’emploi et le chômage aux États-Unis et constate que le fait de pouvoir prétendre à une indemnisation de l’assurance atténue très peu les effets négatifs du chômage sur le bien-être. Selon lui, ce phénomène pourrait s’expliquer par une incapacité de l’assurance à absorber les coûts non monétaires du chômage. Il pourrait cependant aussi être dû au fait que, comme le laissent penser les études citées dans le corps du texte, l’assurance chômage a un effet similaire sur les salariés et sur les chômeurs.

 19. Osberg et Sharpe (2009) proposent de retenir une pondération de 0.8 pour le risque de chômage et de 0.2 pour l’assurance chômage.

 20. Dans le cas extrême ou la part des coûts non financiers dans le total des coûts du chômage se rapproche de l’unité, le rôle de l’assurance dans l’insécurité globale sur le marché du travail se rapproche de zéro.

 21. Il est possible de faire appel à des microdonnées pour tenir compte de la concentration de l’insécurité sur le marché du travail et du risque de chômage dans certains groupes de la population active. L’existence d’une aversion au risque ne justifie pas seulement que l’on considère l’insécurité sur le marché du travail comme une dimension spécifique de la qualité de l’emploi : elle laisse aussi penser que la répartition de cette insécurité entre les différentes catégories a vraisemblablement une incidence sur le bien-être global. Il pourrait donc être justifié de retenir un certain niveau d’aversion à l’inégalité pour construire un indicateur global de l’insécurité sur le marché du travail. Cette démarche pourrait en outre permettre d’établir plus facilement des liens entre l’analyse de l’insécurité sur le marché du travail et celle de la segmentation du marché du travail (voir le chapitre 4 de la présente publication).

 22. Les deux modèles qui font le plus autorité sont le modèle demandes-contrôle et celui du déséquilibre entre effort et récompense. Le premier repose sur l’idée selon laquelle de fortes exigences professionnelles, par exemple une forte pression ou une cadence de travail rapide, ont des effets négatifs sur la santé mentale lorsque les individus n’ont aucune influence sur les tâches qu’ils effectuent et la manière dont ils utilisent leurs compétences (Karasek, 1979 ; Johnson et Hall, 1988 ; Johnson et al., 1989). Le modèle du déséquilibre entre effort et récompense met davantage l’accent sur le rôle des récompenses reçues par le travailleur que sur la structure décisionnelle (Siegrist, 1996). Il repose sur l’idée selon laquelle l’effort fourni par le travailleur a pour contrepartie des récompenses professionnelles reconnues socialement, telles qu’une juste rémunération, l’estime et la sécurité de l’emploi. Le stress au travail apparaît en l’absence d’équilibre entre l’intensité de l’effort fourni et la récompense reçue.

 23. Il est possible que certains jeunes voient leur situation s’améliorer en termes, tant de perspectives professionnelles que de qualité de l’emploi, à mesure qu’ils acquièrent de l’expérience. Une analyse plus dynamique de la qualité de l’emploi tout au long de l’existence sera effectuée dans le cadre de la prochaine phase du projet de l’OCDE sur la qualité de l’emploi.

Références

Anderson, C.J. et J. Pontusson (2007), « Workers, Worries and Welfare States: Social Protection and Job Insecurity in 15 OECD Countries », European Journal of Political Research, vol. 46, pp. 211-235.

Atkinson, A.B. (1970), « On the Measurement of Inequality », Journal of Economic Theory, vol. 2, n° 3, Elsevier, pp. 244-263.

Backe, E.M., A. Seidler, U. Latza, K. Rossnagel et B Schumann (2012), « The Role of Psychosocial Stress at Work for the Development of Cardiovascular Diseases: A Systematic Review », International Archives of Occupational and Environmental Health, vol. 85, pp. 67-79.

Bakker, A. et E. Demerouti (2007), « The Job Demands-Resources Model: State of the Art », Journal of Managerial Psychology, vol. 22, n° 3, pp. 309-328.

Benito, A. (2004), « Does Job Insecurity Affect Household Consumption? », Bank of England Working Papers, n° 220, Banque d’Angleterre.

Boarini, R., J. Cordoba, F. Murtin et M. Ripoll (2014), « Beyond GDP: Is There a Law of One Shadow Price? », Documents de travail statistiques de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, à paraître.

Borritz, M., K.B. Christensen, U. Bültmann, R. Rugulies, T. Lund, I. Andersen, E. Villadsen, F. Diderichsen et T. Kristensen (2010), « Impact of Burnout and Psychosocial Work Characteristics on Future Long-Term Sickness Absence. Prospective Results of the Danish PUMA Study Among Human Service Workers », Journal of Occupational and Environmental Medicine, vol. 52, n° 10.

Campbell, D., A. Carruth, A. Dickerson et F. Green (2007), « Job Insecurity and Wages », Economic Journal, vol. 117, n° 518, pp. 544-566.

Card, D., A. Mas, E. Moretti et E. Saez (2012), « Inequality at Work: The Effect of Peer Salaries on Job Satisfaction », American Economic Review, vol. 102, n° 6, pp. 2981-3003.

CEE-ONU – Commission économique des Nations Unies pour l’Europe (2010), Measuring Quality of Employment – Country Pilot Reports, Genève.

Chandola, T., J. Siegrist et M. Marmot (2005), « Do Changes in Effort-reward Imbalance at Work Contribute to an Explanation of the Social Gradient in Angina? », Occupational and Environmental Medicine, vol. 62, pp. 223-230.

Cingano, F. (2014), « Inequality, Social Mobility and Growth: Evidence from OECD Countries », Documents de travail de l’OCDE sur les affaires sociales, l’emploi et les migrations, Éditions OCDE, Paris, à paraître.

Clark, A.E. (2003), « Unemployment as a Social Norm: Psychological Evidence from Panel Data », Journal of Labor Economics, vol. 21, n° 2, pp. 289-322.

Clark, A.E. et C. D’Amborsio (2014), « Attitudes to Income Inequality: Experimental and Survey Evidence », IZA Discussion Papers, n° 8136, Bonn.

Clark, A.E. et A.J. Oswald (1994), « Unhappiness and Unemployment », Economic Journal, vol. 104, n° 424, pp. 648-59, mai.

Clark, A.E. et F. Postel-Vinay (2009), « Job Security and Job Protection », Oxford Economic Papers, vol. 61, n° 2, pp. 207-239.

Clark, A.E., P. Frijters et M. A. Shields (2008), « Relative Income, Happiness, and Utility: An Explanation for the Easterlin Paradox and Other Puzzles », Journal of Economic Literature, vol. 46, n° 1, pp. 95-144.

Deaton, A. et D. Kahneman (2010), « High Income Improves Evaluation of Life but Not Emotional Well-being », Proceedings of the National Academy of Sciences, vol. 107, n° 38.

De Cuyper, N., J. De Jong, H. De Witte, K. Isaksson, T. Rigotti et R. Schalk (2008), « Literature Review of Theory and Research on the Psychological Impact of Temporary Employment: Towards a Conceptual Model », International Journal of Management Reviews, vol. 10, pp. 25-51.

Dickerson, A. et F. Green (2012), « Fears and Realisations of Employment Insecurity », Labour Economics, vol. 19, n° 2, pp. 198-210.

Di Tella, R., R.J. MacCulloch et A.J. Oswald (2003), « The Macroeconomics of Happiness », Review of Economics and Statistics, vol. 85, n° 4, pp. 809-827.

Eaker, E., L. Sullivan, M. Kelly-Hayes, R. D’Agostino et E. Benjamin (2004), « Does Job Strain Increase the Risk for Coronary Heart Disease or Death in Men and Women? The Framingham Offspring Study », American Journal of Epidemiology, vol. 159, n° 10.

Easterlin, R.A. (1995), « Will Raising the Incomes of All Increase the Happiness of All », Journal of Economic Behavior and Organization, vol. 27, pp. 35-47.

Easterlin, R.A. (1974), « Does Economic Growth Improve the Human Lot? Some Empirical Evidence », in P.A. David et M.W. Reder (dir. pub.), Nations and Households in Economic Growth: Essays in Honour of Moses Abramovitz, Academic Press, New York.

Easterlin, R.A., L.A. McVey, M. Switek, O. Sawangfa, O. et J.S. Smith (2010), eThe Happiness-income Paradox Revisitede, Proceedings of the National Academy of Sciences, vol. 107, pp. 22463–22468.

Elsby, M., R. Michaels et G. Solon (2009), « The Ins and Outs of Cyclical Unemployment », American Economic Journal: Macroeconomics, vol. 1, n° 1, pp. 84-110.

Eurofound (2012a), Trends in Job Quality in Europe, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

Eurofound (2012b), Health and Well-being at Work: A Report Based on the Fifth European Working Conditions Survey, Office des publications de l’Union européenne, Dublin.

Eurofound (2012c), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

Eurofound (2007), Quatrième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

Ferrer-i-Carbonell, A. et X. Ramos (2010), « Inequality Aversion and Risk Attitudes », SOEP Papers on Multidisciplinary Panel Data Research, vol. 271, DIW, Berlin.

Foster, J., S. Seth, M. Lokshin et Z. Sajaia (2013), A Unified Approach to Measuring Poverty and Inequality: Theory and Practice, Banque mondiale, Washington, DC.

Frank, R.H. (1985), Choosing the Right Pond: Human Behavior and the Quest for Status, Oxford University Press, New York.

Green, F. (2011), « Unpacking the Misery Multiplier: How Employability Modifies the Impacts of Unemployment and Job Insecurity on Life Satisfaction and Mental Health », Journal of Health Economics, vol. 30, n° 2, pp. 265-276.

Green, F. (2009), « Subjective Employment Insecurity Around the World », Cambridge Journal of Regions, Economy and Society, vol. 2, n° 3, pp. 343-363.

Hakanen, J. et W. Schaufeli (2012), « Do Burnout and Work Engagement Predict Depressive Symptoms and Life Satisfaction? A Three-wave Seven-year Prospective Study », Journal of Affective Disorders, vol. 14, pp. 415-424.

Hauke, A., J. Flintrop, E. Brun et R. Rugulies (2011), « The Impact of Work-related Psychosocial Stressors on the Onset of Musculoskeletal Disorders in Specific Body Regions: A Review and Meta-analysis of 54 Longitudinal Studies », Work & Stress: An International Journal of Work, Health and Organisations, vol. 25, n° 3, pp. 243-256.

Helliwell, J.F et H. Huang (2011), « New Measures of the Costs of Unemployment: Evidence from the Subjective Well-being of 3.3 Million Americans », NBER Working Papers n° 16829, National Bureau of Economic Research, Inc., Cambridge, États-Unis.

Jacobson, L.S., LaLonde, R.J. et D.G. Sullivan (1993), « Earnings Losses of Displaced Workers », American Economic Review, vol. 83, n° 4, pp. 685-709.

Johnson, J. et E. Hall (1988), « Job Strain, Work Place Social Support, and Cardiovascular Disease: A Cross-sectional Study of a Random Sample of the Swedish Working Population », American Journal of Public Health, vol. 78, n° 10, pp. 1336-1342.

Johnson, J., E. Hall et T. Theorell (1989), « Combined Effects of Job Strain and Social Isolation on Cardiovascular Disease Morbidity and Mortality in a Random Sample of the Swedish Male Working Population », Scandinavian Journal of Work, Environment and Health, vol. 15, pp. 271-279.

Karasek, R. (1979), « Job Demands, Job Decision Latitude, and Mental Strain: Implications for Job Design », Administrative Science Quarterly, vol. 24, pp. 285-308.

Kivimäki, M. et al. (2012), « Job Strain As a Risk Factor for Coronary Heart Disease: A Collaborative Meta-analysis of Individual Participant Data », Lancet, vol. 380, pp. 1491-1497.

Kivimäki, M., P. Leino-Arjas, R. Luukkonen, H. Riihimäki, J. Vahtera et J. Kirjonen (2002), « Work Stress and Risk of Cardiovascular Mortality: Prospective Cohort Study of Industrial Employees », British Medical Journal, vol. 325:857.

Kolstad, H., A. Hansen, A. Kærgaard, J. Thomsen, L. Kaerlev, S. Mikkelsen, M. Grynderup, O. Mors, R. Rugulies, A. Kristensen, J. Andersen et J. Bonde (2010), « Job Strain and the Risk of Depression: Is Reporting Biased? », American Journal of Epidemiology, vol. 173, n° 1.

Kuhn, P.J. (2002), « Summary and Synthesis », in P.J. Kuhn (dir. pub.), Losing Work, Moving on International Perspectives on Worker Displacement, W. E. Upjohn Institute for Employment Research, Kalamazoo, Michigan, États-Unis.

Kuper, H. et M. Marmot (2003), « Job Strain, Job Demands, Decision Latitude, and Risk of Coronary Heart Disease within the Whitehall II Study », Journal of Epidemiology and Community Health, vol. 57, pp. 147-153.

Landsbergis, P. et R. Theorell (2000), « Measurement of Psychosocial Workplace Exposure Variables », Occupational Medicine, vol. 15, n° 1, pp; 163-188.

Layard, R. (2005), Happiness: Lessons from a New Science, Penguin, Londres.

Lüchinger, S., S. Meier et A. Stutzer (2010), « Why Does Unemployment Hurt the Employed? Evidence from the Life Satisfaction Gap Between the Public and the Private Sector », Journal of Human Resources, vol. 45, n° 4, pp. 998-1045.

Lusardi, A. (1998), « On the Importance of the Precautionary Saving Motive », American Economic Review, vol. 88, n° 2, pp. 449-453.

Manski, C.F. et J.D. Straub (2000), « Worker Perceptions of Job Insecurity in the Mid-1990s: Evidence from the Survey of Economic Expectations », Journal of Human Resources, vol. 35, n° 3, University of Wisconsin Press, pp. 447-479.

Netterstrøm, B., N. Conrad, P. Bech, P. Fink, O. Olsen, R. Rugulies et S. Stansfeld (2008), « The Relation between Work-related Psychosocial Factors and the Development of Depression », Epidemiological Reviews, vol. 30, pp. 118-132.

Nolan, J.P., I.C. Wichert et B.J. Burchell (2000), « Job Insecurity, Psychological Well-being and Family Life », in E. Heery et J. Salmon (dir. pub.), The Insecure Workforce. Routledge, Londres.

OCDE (2014a), « Des emplois de qualité ? Définition et mesure de la qualité de l’emploi », Documentation complémentaire sur le chapitre 3 des Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2014, consultable en ligne seulement à l’adresse : www.oecd.org/emploi/perspectives.

OCDE (2014b), « Towards a Multi-dimensional Framework for Inclusive Growth », Inclusive Growth, Éditions OCDE, Paris, à paraître.

OCDE (2014c), Jobs, Wages and Inequality and the Role of Non-Standard Work, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2011-en.

OCDE (2013a), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2013, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2013-fr.

OCDE (2013b), OECD Guidelines on Measuring Subjective Well-being, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264191655-en.

OCDE (2013c), Comment va la vie ? Mesurer le bien-être, Éditions OCDE, Paris, (à paraître en français) http://dx.doi.org/10.1787/9789264201392-en.

OCDE (2012a), Mal-être au travail ? Mythes et réalités sur la santé mentale et l’emploi, Éditions OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264124561-fr.

OCDE (2012b), « Peut-on à la fois réduire les inégalités de revenus et stimuler la croissance? », chapitre 5 de Réformes économiques 2012, Objectif croissance, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/growth-2012-en.

OCDE (2011a), Panorama de la société 2011 : Les indicateurs sociaux de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/soc_glance-2011-fr.

OCDE (2011b), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2011, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2011-fr.

OCDE (2011c), Comment va la vie ? Mesurer le bien-être, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264121195-fr.

OCDE (2007), Prestations et salaires 2007 : Les indicateurs de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, www.oecd.org/fr/els/soc/prestationsetsalaires2007.htm.

OCDE (2006), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2006 : Stimuler l’emploi et les revenus, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2006-fr.

OCDE (1997), Perspectives de l’emploi de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-1997-fr.

OIT – Organisation internationale du travail (2012), Decent Work Indicators: Concepts and Definitions, ILO Manual, première édition, Genève.

Osberg, L. et A. Sharpe (2009), « Measuring Economic Security in Insecure Times: New Perspectives, New Events and the Index of Economic Well-being », document interne.

Postel-Vinay, F. et A. Saint-Martin (2005), « How Do Employees Perceive Employment Protection? », Economie et Statistique, vol. 372, Institut national de la statistique et des études économiques, pp. 41-59.

Sacks, D., B. Stevenson et J. Wolfers (2012), « The New Stylized Facts About Income and Subjective Well-Being », Emotion, vol. 12, n° 6, pp. 1181-1187.

Salvatori, A. (2010), « Labour Contract Regulations and Workers’ Wellbeing: International Longitudinal Evidence », Labour Economics, vol. 17, n° 4, Elsevier, pp. 667-678, août.

Schaufeli, W., A. Bakker et W. van Rhenen (2009), « How Changes in Job Demands and Resources Predict Burnout, Work Engagement, and Sickness Absenteeism », Journal of Organizational Behavior, vol. 30, pp. 893-917.

Schlotz, W., J. Hellhammer, P. Schultz et A. Stone (2004), « Perceived Work Overload and Chronic Worrying Predict Weekend–Weekday Differences in the Cortisol Awakening Response », Psychosomatic Medicine, vol. 66, pp. 207-214.

Sen, A. (1985), Commodities and Capabilities, North-Holland Publishing, Amsterdam.

Senik, C. (2009), « Income Distribution and Subjective Happiness: A Survey », Documents de travail de l’OCDE sur les affaires sociales, l’emploi et les migrations, n° 96, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/218860720683.

Shimer, R. (2012), « Reassessing the Ins and Outs of Unemployment », Review of Economic Dynamics, vol. 15, n° 2, pp. 127-148.

Siegrist, J. (1996), « Adverse Health Effects of High Effort-low Reward Conditions », Journal of Occupational Health Psychology, vol. 1, pp. 27-41.

Sjöberg, O. (2010), « Social Insurance as a Collective Resource: Unemployment Benefits, Job Insecurity and Subjective Well-being in a Comparative Perspective », Social Forces, vol. 88, n° 3, pp. 1281-1304.

Slopen, N., R. Glynn, J. Buring, T. Lewis, D. Williams et M. Albert (2012), « Job Strain, Job Insecurity, and Incident Cardiovascular Disease in the Women’s Health Study: Results from a 10-Year Prospective Study », PloS ONE, vol. 7, n° 7.

Stansfeld, A., M. Shipley, J. Head et R. Fuhrer (2012), « Repeated Job Strain and the Risk of Depression: Longitudinal Analyses from the Whitehall II Study », American Journal of Public Health, vol. 102, n° 12.

Stansfeld, S. et B. Candy (2006), « Psychoscial Work Environment and Mental Health – A Meta-analytic Review », Scandinavian Journal of Work, Environment and Health, vol. 32, hors série n° 6, pp. 443-462.

Stephens, M. Jr. (2004), « Job Loss Expectations, Realizations, and Household Consumption Behavior », Review of Economics and Statistics, vol. 86, n° 1, pp. 253-269.

Stevenson, B. et J. Wolfers (2013), « Subjective Well-Being and Income: Is There Any Evidence of Satiation? », American Economic Review, Papers and Proceedings, vol. 101, n° 3, pp. 598-604.

Stevenson, B. et J. Wolfers (2008), « Economic Growth and Subjective Well-Being: Reassessing the Easterlin Paradox », Brookings Papers on Economic Activity, printemps.

Stiglitz, J., A. Sen et J.-P. Fitoussi (2009a), « Mesure des performances économiques et du progrès social réexaminée - Réflexions et vue d’ensemble des questions abordées », Document de travail, Commission sur la mesure des performances économiques et du progrès social.

Stiglitz, J., A. Sen et J.-P. Fitoussi (2009b), « Rapport de la Commission sur la mesure des performances économiques et du progrès social », http://www.stiglitz-sen-fitoussi.fr/documents/rapport_francais.pdf .

Wasmer, E. (2006), « The Economics of Prozac: Do Employees Really Gain from Strong Employment Protection? », IZA Discussion Papers, n° 2460, Bonn.

Wichert, I. (2002), « Job Insecurity and Work Intensification: The Effects on Health and Well-being », in B. Burchell, D. Ladipo et F. Wilkinson (dir. pub.), Job Insecurity and Work Intensification, Routledge, Londres.

Winkelmann, L. et R. Winkelmann (1998), « Why Are the Unemployed So Unhappy? Evidence from Panel Data », vol. 65, n° 257, pp. 1-15.

Young, C. (2012), « Losing a Job: The Non-pecuniary Cost of Unemployment in the United States », Social Forces, vol. 91, n° 2, pp. 609-634.

Références des bases de données

Base de données de l’OCDE sur les bénéficiaires de prestations.

OECD (2014), «  Statistiques du marché du travail: Données sur la marché du travail par sexe et âge: indicateurs  », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00310-fr.

OCDE (2013) « Gains »,  Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données) http://dx.doi.org/10.1787/lfs-ear-data-fr.

OCDE (2013), «  Statistiques du marché du travail : Durée du chômage : fréquence  », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00322-fr.

OCDE (2013), «  Programmes du marché du travail: dépenses et participants  », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00312-fr.

OCDE (2012), «  Impôts et prestations  », Statistiques de l’OCDE sur les dépenses sociales (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00201-fr.

Annexe 3.A1.

Définition et mesure du stress au travail

L’incidence du stress au travail sur la santé

Tableau 3.A1.1. Études empiriques récentes sur l’incidence du stress au travail sur la santé

| Taille de l’échantillon Pays | Méthodes d’évaluation | Résultats en matière de santé | Variables de la qualité de l’emploi | Résultats

Backe et al. (2012)

Revue de 26 études longitudinales, reposant sur 20 cohortes différentes (300-35 000 participants).

Pays : Belgique, Allemagne, Danemark, Finlande, France, Royaume-Uni, Japon, Suède et États-Unis.

Études de cohorte prospectives. Période de suivi comprise entre 3 et 25 ans.

Affections cardiovasculaires : cardiopathie coronarienne, infarctus du myocarde, insuffisance cardiaque, angor, accident vasculaire cérébral et hypertension.

Sources : registres de décès, questionnaires, diagnostics cliniques établis d’après un ECG ou un dosage enzymatique.

Facteurs de risque psychosociaux, principalement mesurés sur la base du modèle « demandes-contrôle » (17 études) ou du modèle « effort-récompense » (quatre études).

Les facteurs de risque psychosociaux augmentent le risque de maladie cardiovasculaire dans toutes les études. Les résultats sont statistiquement significatifs pour 13 des 20 cohortes (application du modèle « demandes-contrôle » à sept cohortes sur 13 et du modèle « effort-récompense » aux trois autres cohortes).

Borritz et al. (2010)

1 734 participants travaillant dans 82 unités de travail dans cinq organismes publics différents du secteur des affaires sociales.

Pays : Danemark.

Score des variables de qualité de l’environnement de travail agrégés au niveau de l’unité de travail.

Absentéisme pour maladie.

Source : registre national des arrêts maladie durant les 18 mois suivant l’administration du questionnaire initial.

Caractéristiques psychosociales de l’environnement professionnel : demandes émotionnelles, demandes contradictoires, clarté des demandes, prévisibilité et qualité de la hiérarchie (Questionnaire psychosocial de Copenhague – Copenhagen psychosocial questionnaire).

Risque de burnout (Copenhagen burnout inventory), épuisement personnel, épuisement lié au travail et épuisement lié au contact avec les usagers.

Toutes les variables relatives à la qualité de l’emploi et la variable relative au burnout, mesurées au niveau de l’unité de travail, sont des variables explicatives significatives des arrêts maladie longs (d’une durée supérieure à deux semaines).

Chandola et al. (2005) | 3 697 fonctionnaires londoniens (participant à l’étude Whitehall II). Pays : Royaume-Uni. | Étude prospective, six phases s’étalant sur dix ans au total. | Cardiopathie coronarienne Source : diagnostic médical d’angor (enquête) ou questionnaire sur l’angor élaboré par Rose. | Effort au travail (charges lourdes, fait d’être dérangé ou interrompu, d’avoir des responsabilités, d’être soumis à des pressions). Récompense (estime, perspectives de promotion professionnelle, sécurité de l’emploi). Implication excessive dans le travail. | L’augmentation au fil du temps du déséquilibre entre effort et récompense va de pair avec un accroissement du risque de nouveaux cas d’angor (manifestation la plus fréquente de cardiopathie coronarienne).
Eaker et al. (2004) | 3 039 personnes (1 711 hommes et 1 328 femmes) participant à l’étude Framingham Heart Study. Pays : États-Unis. | Étude de cohorte longitudinale prospective. | Cardiopathie coronarienne Source : examens cliniques. | Modèle « demandes-contrôle » (pouvoir de décision et utilisation des compétences). | Un fort stress au travail (job strain) n’entraîne pas de décès ni l’apparition d’une cardiopathie chez les hommes ou chez les femmes au cours de la période de suivi.
Hakanen et Schaufeli (2012) | Étude initiale : 3 255 participants (dentistes) ; première étude de suivi : 2 555 (trois ans plus tard) ; deuxième étude de suivi : 1 964 (sept ans après l’étude initiale). Pays : Finlande | Étude longitudinale sur sept ans. Modélisation par équations structurelles pour tester une hypothèse de causalité inverse et de causalité réciproque. | Symptômes dépressifs et satisfaction à l’égard de l’existence Source : enquête. | Burnout évalué d’après deux dimensions : épuisement émotionnel et dépersonnalisation. Implication (bien-être lié au travail) évaluée d’après trois dimensions : vitalité, dévouement, absorption. | Le burnout et l’implication sont, respectivement, des facteurs prédictifs des symptômes dépressifs et de la satisfaction à l’égard de l’existence.

Hauke et al. (2011)

Revue de 54 études longitudinales publiées entre 2000 et 2009.

Pays : Pays-Bas (11) ; Danemark (8) ; États-Unis (6) ; Royaume-Uni (5) ; Finlande (4) ; Canada, France, Norvège, Belgique (2) ; Suisse, Allemagne et Grèce (1).

Meta-analyse.

Troubles musculo-squelettiques (TMS) intéressant la nuque/les épaules, les membres supérieurs (bras, avant-bras, coude, main, et poignet) et la région lombaire.

Source : enquête (principalement) ; registres des arrêts maladie tenus par les entreprises ; base de données des organismes d’assurance accidents du travail ; notes d’honoraires de médecins ; registres hospitaliers et examen médical.

Caractéristiques psychosociales de l’environnement professionnel : soutien social, exigences professionnelles, latitude décisionnelle, pouvoir de décision, possibilité d’utiliser ses compétences, satisfaction dans l’emploi, tension au travail et souffrance psychosociale.

Les facteurs de risque psychosociaux sont des facteurs prédictifs importants de l’apparition de TMS, en particulier de TMS intéressant la région lombaire. De mauvaises conditions de travail sur le plan psychosocial augmentent le risque de TMS de 15 à 59 %.

Kivimäki M. et al. (2012) | 197 473 participants issus de 13 études de cohorte indépendantes lancées entre 1985 et 2006. Pays : Belgique, Danemark, Finlande, France, Royaume-Uni, Pays-Bas et Suède. | Étude de cohorte prospective. Durée moyenne de la période de suivi : 7.5 ans. La tension au travail n’est mesurée qu’au début de l’étude. | Cardiopathie coronarienne : premier infarctus du myocarde non fatal ou décès coronarien. Source : registres hospitaliers des admissions et des décès. | Stress au travail (job strain) : demandes professionnelles quantitatives et contraintes de temps, demandes contradictoires (composantes des demandes professionnelles) ; pouvoir de décision et possibilités d’apprentissage dans le cadre du travail (composantes du contrôle). | Le stress au travail augmente le risque de cardiopathie coronarienne de 25 % en moyenne. Il y a peu de différence au niveau de l’effet du stress au travail sur les cardiopathies coronariennes entre les études portant sur les pays nordiques, les pays d’Europe continentale et le Royaume-Uni.

Kivimaki et al. (2002)

812 ouvriers d’usine (545 hommes et 267 femmes) qui ne souffraient pas d’affection cardiovasculaire au début de l’étude.

Pays : Finlande.

Étude prospective. Questionnaire et entretien initiaux, suivis d’un examen clinique. Durée moyenne de la période de suivi : 25.6 ans.

Décès cardiovasculaire, cholestérol, IMC, hypertension

Source : registres de décès nationaux pour les décès cardiovasculaires.

Demandes professionnelles (responsabilités, difficulté des tâches, charge de travail, cadence de travail, pénibilité physique et psychique).

Contrôle (autonomie dans le travail et possibilité d’utiliser ses compétences).

Récompense (rémunération satisfaisante, équité de la hiérarchie, sécurité de l’emploi et perspectives de promotion).

Le stress au travail (job strain) et le déséquilibre entre effort et récompense entraînent l’une comme l’autre un doublement du risque de décès cardiovasculaire. Ces conditions de travail vont aussi de pair avec des modifications négatives des facteurs biologiques. Un fort stress au travail va de pair avec une hausse du cholestérol sérique total après cinq ans. Le déséquilibre entre effort et récompense se traduit par une hausse de l’indice de masse corporelle après dix ans.

Kolstad et al. (2010)

4 291 participants travaillant dans 378 unités de travail dans plusieurs organismes publics.

Pays : Danemark.

Score des variables de qualité de l’environnement de travail agrégés au niveau de l’unité de travail.

Symptômes dépressifs ; dépression diagnostiquée

Source : autodéclaration (Commun Mental Disorder Questionnaire  et Classification internationale des maladies).

Stress au travail (job strain) : quantité de demandes professionnelles et latitude décisionnelle – mesurée d’après les possibilités de se perfectionner et d’exercer une influence dans le cadre professionnel (Questionnaire psychosocial de Copenhague).

Au niveau individuel, de fortes exigences et une faible latitude décisionnelle sont associées à un risque nettement plus élevé de dépression (symptômes dépressifs ou dépression diagnostiquée). Le risque relatif diminue de moitié (mais reste significatif) lorsque les exigences et la latitude sont mesurées au niveau de l’unité de travail.

Kuper et Marmot (2003) | 6 895 hommes et 3 413 femmes, fonctionnaires en poste à Londres, âgés de 35 à 55 ans et exerçant dans 20 services de la fonction publique (échantillon issu de l’étude Whitehall II) Pays : Royaume-Uni. | Étude de cohorte prospective. Durée moyenne de la période de suivi : 11 ans. | Affection cardiovasculaire Source : registres de décès du Service national de santé, autodéclaration de douleurs thoraciques, souvenir d’un diagnostic médical et examen, traitement. | Facteurs de risque psychosociaux (diverses exigences professionnelles, possibilité d’utiliser ses compétences, pouvoir de décision, soutien social au travail). | De fortes exigences professionnelles et – quoique moins systématiquement – une faible latitude décisionnelle vont de pair avec un risque d’affection cardiovasculaire plus élevé.
Netterstrøm et al. (2008) | Revue de 14 études longitudinales Taille des échantillons : moins de 1 000 (3 études) ; de 1 000 à 5 000 (8) ; plus de 5 000 (3). Pays : Canada, Danemark, Finlande, France, Japon et Pays-Bas. | Meta-analyse Période de suivi : un à huit ans. | Dépression Source : diagnostics psychiatriques, échelles diagnostiques ou prescription d’antidépresseurs (sept études), questionnaire (sept études). | Facteurs psychosociaux liés au travail Fortes exigences, faible influence, manque de soutien social, déséquilibre entre effort et récompense ou risque de violence. | De fortes exigences professionnelles vont de pair avec une augmentation du risque de dépression ultérieure (risque relatif d’environ 2). Le soutien social au travail réduit ce risque (risque relatif : environ 0.6).
Schlotz et al. (2004) | 219 participants Pays : Allemagne. | Comparaison jours ouvrés/jours chômés. | Réaction biologique au stress : taux de cortisol (hormone du stress). Source : prélèvement d’échantillons de salive quelques heures après le réveil les jours chômés et les jours ouvrés. | Surcharge de travail et inquiétude chroniques (test TICS – Trier inventory for the assessment of chronic stress) | Le stress est nettement plus élevé les jours ouvrés que les jours chômés en raison d’une surcharge de travail et d’une inquiétude chroniques.

Schaufeli et al. (2009)

201 cadres du secteur des télécommunications.

Pays : Pays-Bas.

Étude longitudinale comportant deux vagues administrées à une année d’intervalle. Modélisation par équations structurelles.

Burnout, implication professionnelle et absentéisme pour maladie (fréquence et durée).

Source : enquêtes (burnout et implication) et registres des arrêts maladie tenus par les entreprises.

Demandes professionnelles (surcharge, sollicitations émotionnelles, incompatibilité entre vie professionnelle et vie privée).

Ressources professionnelles (soutien social, autonomie, possibilités d’apprentissage, retour d’informations sur le travail).

Une augmentation des exigences et une diminution des ressources vont de pair avec une augmentation de l’épuisement. Une hausse des ressources va de pair avec une plus forte implication professionnelle. Il existe une relation entre un niveau d’exigences élevé et la durée des arrêts maladie et entre un faible niveau de ressources et la fréquence des arrêts maladie.

Slopen et al. (2012)

17 415 professionnelles de santé (sexe féminin), réparties dans 50 États.

Pays : États-Unis.

Étude de cohorte prospective. Période de suivi : 10 ans (1998-2008). La tension au travail n’est mesurée qu’au début de l’étude.

Affection cardiovasculaire : infarctus du myocarde non fatal, accident ischémique non fatal, revascularisation et décès d’origine cardiovasculaire.

Source : enquête pour les affections cardiovasculaires non fatales (questionnaires envoyés par courrier, lettres ou entretiens téléphoniques) ; dossiers médicaux pour les affections cardiovasculaires fatales.

Emplois comportant une forte tension et emplois actifs (questionnaire sur le contenu du travail, Job Content Questionnaire)

Demandes professionnelles : cadence, difficulté des tâches et quantité de travail, délai pour réaliser les tâches et demandes contradictoires.

Contrôle : pouvoir de décision et possibilité d’utiliser ses compétences.

Les emplois facteurs de fort stress (fortes exigences, contrôle faible) et les emplois actifs (fortes exigences, contrôle fort) entraînent une hausse du risque cardiovasculaire de 80 % et 50 %, respectivement, comparativement aux emplois qui ne comportent pas de tension (faibles exigences, contrôle faible).

Stansfeld et al. (2012)

7 732 fonctionnaires.

Pays : Royaume-Uni.

Études longitudinales.

Caractéristiques de l’emploi et état de santé mental mesurés à trois reprises au cours d’une période de dix ans.

Troubles dépressifs majeurs

Mesurés au moyen de l’entretien Composite International Diagnostic Interview.

stress au travail (fortes exigences et faible latitude décisionnelle).

Soutien social au travail

Les caractéristiques de l’emploi sont mesurées aux phases 1, 2 et 3 au moyen d’une version adaptée du questionnaire sur le contenu de l’emploi.

Un stress au travail récurrent va de pair avec une augmentation du risque de troubles dépressifs majeurs (risque relatif rapproché = 2.19, exigences élevées à deux ou trois reprises contre aucune exigence). Un manque de soutien social récurrent s’accompagne de troubles dépressifs majeurs (risque relatif rapproché = 1.61, faible soutien social à deux ou trois reprises contre jamais). Un stress au travail récurrent reste associé à la survenue de troubles dépressifs majeurs après prise en compte d’une éventuelle souffrance psychologique préexistante.

Stansfeld et Candy (2006)

Revue de 11 enquêtes longitudinales

Pays : Canada, Belgique, Finlande, France, Royaume-Uni et Pays-Bas.

Meta-analyse

Période de suivi : un an au moins.

Taille des échantillons : de 2 000 à plus de 10 000 personnes

Troubles mentaux courants

Mesurés au moyen d’échelles validées.

Les participants à l’étude ne souffraient pas de troubles mentaux courants au début de l’étude.

Caractéristiques psychosociales de l’environnement professionnel 

Faible pouvoir de décision, faible latitude décisionnelle, fortes exigences professionnelles, tension au travail (fortes exigences et faible latitude décisionnelle), faible soutien, déséquilibre effort-récompense et insécurité de l’emploi.

Les facteurs psychosociaux liés au travail augmentent le risque de troubles mentaux courants : faible pouvoir de décision (RRS = 1.21), faible latitude décisionnelle (RRS = 1.23), fortes exigences (RRS = 1.39), tension au travail (RRS = 1.82), faible soutien (RRS = 1.32), déséquilibre effort-récompense (RRS = 1.84), insécurité de l’emploi (RRS = 1.33).

(RRS : risque relatif synthétique).

Construire des indices synthétiques des demandes et ressources professionnelles

À partir de l’Enquête européenne sur les conditions de travail (EWCS)

Les échelles et indices psychométriques existants fournissent de précieuses indications sur le type de questions d’enquête qui peut être utilisé pour mesurer les différentes composantes des demandes et ressources professionnelles. Néanmoins, faire un choix parmi les nombreuses questions de l’Enquête européenne sur les conditions de travail comporte inévitablement une part de subjectivité et ce choix dépend de l’objectif poursuivi. Étant donné que ce chapitre cherche à privilégier les caractéristiques objectives de la qualité de l’emploi, les questions sélectionnées portent sur des éléments objectifs et précis (par exemple, sur la possibilité ou non de modifier l’ordre des tâches à accomplir) et permettent d’obtenir des informations facilement interprétables en termes de qualité de l’environnement de travail. Le tableau 3.A1.2 présente : i) les variables qualitatives (questions de l’EWCS) retenues pour mesurer les divers aspects de la qualité de l’environnement de travail ; ii) la méthode de normalisation utilisée pour comparer ces variables, initialement mesurées à l’aide d’échelles différentes ; iii) la manière dont ces variables ont été agrégées en un petit nombre de composantes correspondant aux grandes catégories de demandes et de ressources professionnelles.

Tableau 3.A1.2. Définition des variables correspondant aux exigences et ressources professionnelles
Partie A. Exigences professionnelles
| Questions de l’EWCS | Encodage initial | Encodage final (échelle 0-1)
1. Contraintes de temps |  |  |
Durée de travail longue (d1) | Combien d’heures travaillez-vous d’habitude, par semaine, dans votre principal travail rémunéré ? (Q18) | Nombre d’heures | 1 si Q18 > 50 ; 0 dans les autres cas.
Absence de souplesse des horaires de travail (d2) | Diriez-vous que parvenir à prendre une ou deux heures sur votre temps de travail afin de traiter des problèmes personnels ou familiaux est : (Q43) | Échelle 1–4 (pas du tout difficile – très difficile) | 1 si Q43 > 2 ; 0 dans les autres cas.
Cadences de travail élevées (d3) | Pouvez-vous me dire si votre travail nécessite des cadences de travail élevées ? (Q45A) Pouvez-vous me dire si votre travail nécessite de travailler selon des délais très stricts et très courts ? (Q45B) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q45A < 3 et Q45B < 3 ; 0 dans les autres cas.
Contraintes de temps = 1 si (d1 + d2 + d3) ≥ 1 ; 0 dans les autres cas.
2. Facteurs de risque pour la santé physique
Charges lourdes (d4) | Dans quelle mesure votre principal travail rémunéré implique-t-il de porter ou déplacer des charges lourdes ? (Q24C) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q24C < 4 ; 0 dans les autres cas.
Positions pénibles (d5) | Dans quelle mesure votre principal travail rémunéré implique-t-il des positions douloureuses ou fatigantes ? (Q24A) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q24A < 4 ; 0 dans les autres cas.
Températures extrêmes (d6) | Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des températures basses, que ce soit à l’intérieur de locaux ou à l’extérieur ? (Q23D) Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des températures qui vous font transpirer même si vous ne travaillez pas ? (Q23C) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q23D < 4 ou Q23C < 3 ; 0 dans les autres cas.
Bruit (d7) | Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des bruits si forts que vous devez élever la voix pour parler aux gens ? (Q23B) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q23B < 4 ; 0 dans les autres cas.
Vibrations (d8) | Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des vibrations provoquées par des outils manuels, machines, etc. ? (Q23A) | Échelle 1–7 (tout le temps – jamais) | 1 si Q23A < 4 ; 0 dans les autres cas.
Facteurs de risque pour la santé physique = 1 si (d4 + d5 + d6 + d7 + d8) ≥ 1 ; 0 dans les autres cas.
3. Intimidation sur le lieu de travail
Brimades et harcèlement (d9) | Au cours des 12 derniers mois, pendant votre travail, avez-vous été l’objet d’intimidation/de harcèlement moral ? (Q71B) | oui/non | 1 si Q71B = oui ; 0 dans les autres cas.
Menaces et humiliations (d10) | Au cours des 12 derniers mois, pendant votre travail, avez-vous été l’objet de menaces et d’un comportement humiliant ? (Q70C) | oui/non | 1 si Q70C = oui ; 0 dans les autres cas.
Violence verbale (d11) | Au cours des 12 derniers mois, pendant votre travail, avez-vous été l’objet de violence verbale ? (Q70A) | oui/non | 1 si Q70A = oui ; 0 dans les autres cas.
Intimidation sur le lieu de travail = 1 si (d9 + d10 + d11) ≥ 1 ; 0 dans les autres cas.
Partie B. Ressources professionnelles
| Questions de l’EWCS | Encodage initial | Encodage final (échelle 0-1)
1. Autonomie dans le travail et possibilités de développement des compétences
Ordre des tâches (r1) | Êtes-vous en mesure de choisir ou changer l’ordre de vos tâches ? (Q50A) | oui/non | 1 si Q50A = oui ; 0 dans les autres cas.
Méthodes de travail (r2) | Êtes-vous en mesure de choisir ou changer vos méthodes de travail ? (Q50B) | oui/non | 1 si Q50B = oui; 0 dans les autres cas.
Possibilités d’apprentissage (r3) | Généralement, votre principal travail rémunéré implique-t-il d’apprendre des choses nouvelles ? (Q49F) | oui/non | 1 si Q49F = oui; 0 dans les autres cas.
Formation (r4) | Au cours des douze derniers mois, avez-vous suivi (…) une formation assurée ou payée par votre employeur (Q61A) ; une formation sur le terrain (Q61C) ? | oui/non | 1 si Q61A = oui ou Q61C = oui ; 0 dans les autres cas.
Autonomie dans le travail et possibilités de développement des compétences = 1 si (r1 + r2 + r3 + r4) = 4 ; 0 dans les autres cas.
2. Pratiques en matière de management
Objectifs professionnels clairement définis (r5) | Vous savez ce qu’on attend de vous au travail. (Q51K) | Échelle 1–5 (toujours – jamais) | 1 si Q51K <3 ; 0 dans les autres cas.
Organisation et planification du travail (r6) | En général, votre responsable / superviseur immédiat est bon pour planifier et organiser le travail. (Q58D) | oui/non | 1 si Q58D = oui ; 0 dans les autres cas.
Retour d’informations (r7) | En général, votre responsable / superviseur immédiat vous fournit des commentaires sur votre travail. (Q58A) | oui/non | 1 si Q58A = oui ; 0 dans les autres cas.
Pratiques en matière de management = 1 si (r5 + r6 + r7) = 3 ; 0 dans les autres cas.
3. Relations professionnelles
Atmosphère conviviale (r8) | J’’ai de très bons amis au travail (Q77E) | Échelle 1–5 (jamais - toujours) | 1 si Q77E < 3 ; 0 dans les autres cas.
Environnement professionnel favorisant une bonne intégration (r9) | Je me sens bien dans cette organisation (Q77D) | Échelle 1–5 (tout à fait d’accord – pas du tout d’accord) | 1 si Q77D > 3 ; 0 dans les autres cas.
Relations professionnelles = 1 if (r8 + r9) = 2; 0 dans les autres cas.

À partir de l’EWCS et de l’International Social Survey programme (ISSP)

Le module Sens du travail de l’International Social Survey Program (ISSP), qui porte sur de nombreux pays de l’OCDE, européens ou non, fournit des informations sur certains aspects de l’environnement de travail mesurés par l’EWCS. Il existe cependant d’importantes différences entre les deux enquêtes, par exemple au niveau de leur l’objet, de l’ordre et de la formulation des questions et des échelles de réponse. Ces différences peuvent avoir une incidence sur la réaction cognitive des personnes interrogées face à des questions en apparence similaire. Par exemple, le questionnaire de l’EWCS commence par des questions sur la situation dans l’emploi, suivies d’une série de questions sur les conditions de travail et facteurs de risque physiques qui caractérisent le poste, puis sur l’emploi du temps et le temps de travail. Viennent ensuite des questions sur différents aspects des tâches, des compétences et de la formation, sur les pratiques en matière d’organisation et de gestion et enfin sur le bien-être, au travail et en général. Au contraire, le module Sens du travail de l’ISSP comprend une première partie sur les préférences en matière d’emploi, sur l’attitude à l’égard du travail et de l’activité indépendante/à temps partiel. Viennent ensuite des questions sur les caractéristiques du poste, les conditions de travail et facteurs de risque physiques, l’emploi du temps et l’organisation du temps de travail, la conciliation entre vie professionnelle et vie familiale, l’utilisation des compétences et les possibilités de formation, les relations sociales au travail, l’engagement professionnel et le besoin de travailler. Ces disparités peuvent se traduire par des différences en termes de type de réponses. Le tableau 3.A1.3 présente les questions retenues à partir des deux études afin de mesurer la tension au travail après une analyse rigoureuse de la comparabilité des deux enquêtes pour les 16 pays qu’elles couvrent l’une et l’autre.

Tableau 3.A1.3. Définition des variables d’exigences et de ressources professionnelles – EWCS et ISSP, 2005
Partie A. Exigences professionnelles
| Questions et encodage – vague 2005 de l’EWCS | Questions et encodage – vague 2005 de l’ISSP
1. Contraintes de temps
Durée de travail longue (d1) | Combien d’heures travaillez-vous d’habitude, par semaine, dans votre principal travail rémunéré ? (Q48A) Nombre ; 1 si Q48A > 50 ; 0 dans les autres cas. | Combien d’heures, en moyenne, travaillez-vous habituellement au cours d’une semaine normale ? (WRKHRS) Nombre ; 1 si WRKHRS > 52 ; 0 dans les autres cas.
Pression au travail (d2) | Votre travail nécessite-t-il des cadences de travail élevées ? ( Q20A) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q20A < 3 ; et Votre travail nécessite-t-il de travailler selon des délais très stricts et très courts ? (Q20B) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q20B < 3 | Rentrez-vous du travail épuisé ? (V37) (1 toujours - 5 jamais) ; 1 si V37 < 3 ; et Trouvez-vous votre travail stressant ? (V39) (1 toujours - 5 jamais) ; 1 si V39 < 3
Absence de souplesse des horaires de travail (d3) | Vous pouvez faire une pause quand vous le souhaitez (Q25E) (1 toujours – 5 jamais) ; 1 si Q25E > 3 | Vous serait-il difficile de vous absenter une heure ou deux pendant vos heures de travail pour des besoins personnels ou familiaux ? (V43) (1 pas difficile du tout – 4 très difficile) ; 1 si V43 > 2
Contraintes de temps = 1 si (d1 + d2 + d3) > = 1 ; 0 dans les autres cas
2. Facteurs de risque pour la santé physique

Travaux dangereux (d4)

(d4a) Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des bruits si forts que vous devez élever la voix pour parler aux gens ? (Q10A) (1 tout le temps –7 jamais) ; 1 si Q10A < 4 ; ou

(d4b) Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des vibrations provoquées par des outils manuels, machines, etc. ? (Q10B) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q10A < 4 ; ou

(d4c) Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des températures qui vous font transpirer même si vous ne travaillez pas ? (Q10C) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q10A < 4 ; ou

(d4d) Dans quelle mesure êtes-vous exposé dans votre travail à des températures basses, que ce soit à l’intérieur de locaux ou à l’extérieur ? (Q10D) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q10A < 4

Travaillez-vous dans des conditions dangereuses ? (V40) (1 toujours – 5 jamais) : 1 si V40 < 3 ; 0 dans les autres cas.

Travaux physiquement pénibles (d5)

(d5a) Dans quelle mesure votre travail implique-t-il de porter ou déplacer des charges lourdes ? (Q11C) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q11C < 4 ; ou

(d5b) Dans quelle mesure votre travail implique-t-il des positions douloureuses ou fatigantes ? ( Q11A) (1 tout le temps – 7 jamais) ; 1 si Q11A < 4

Avez-vous à faire un travail physiquement dur ? (V38) (1 toujours – 5 jamais) ; 1 si V38 < 3 ; 0 dans les autres cas.

EWCS : Facteurs de risque pour la santé physique = 1 si (d4a + d4b + d4c + d4d + d5a + d5b) ≥ 1 ; 0 dans les autres cas

ISSP : Facteurs de risque pour la santé physique = 1 si (d4 + d5) ≥ 1 ; 0 dans les autres cas.

Partie B. Ressources professionnelles

| Questions et encodage – vague 2005 de l’EWCS | Questions et encodage – vague 2005 de l’ISSP

1. Autonomie dans le travail et possibilités de développement des compétences

Autonomie

dans le travail (r1)

Êtes-vous en mesure de choisir ou changer l’ordre de vos tâches ? (Q24A) (oui/non) ; 1 si Q24A = oui ; et

Êtes-vous en mesure de choisir ou changer vos méthodes de travail ? (Q24B)

(oui/non) ; 1 si Q24B = oui

Laquelle de ces phrases décrit le mieux la manière dont vos horaires de travail sont décidés ? (V41) (1 je ne peux pas les changer – 3 je suis entièrement libre de décider) ;

1 si V41 > = 2 ; et

Parmi les affirmations suivantes, laquelle décrit le mieux l’organisation de votre travail ? (V42)

(1 je suis libre de décider – 3 je ne suis pas libre de décider) ;

1 si V42 < 3

Possibilités d’apprentissage (r2)

Généralement, votre principal travail rémunéré implique-t-il d’apprendre des choses nouvelles ? (Q23F) (oui/non) ; 1 si Q23F = oui ; et

Au cours des douze derniers mois, avez-vous suivi (…) une formation assurée ou payée par votre employeur (Q61A) ; une formation sur le terrain (Q28C) ? (oui/non) ; 1 si Q28A = 1 ou Q28C = 1

Mon travail me donne la chance d’améliorer mes compétences (V36) (1 tout à fait d’accord – 5 pas du tout d’accord) ; 1 si V36 < 3 et

Au cours des 12 derniers mois, avez-vous suivi une formation pour améliorer vos compétences professionnelles ? (V48) (oui/non) ; 1 si V48 = oui

ISSP : Autonomie dans le travail et de développement des compétences = 1 si (r1 + r2) > = 1 ; 0 dans les autres cas

EWCS : Autonomie dans le travail et de développement des compétences = 1 si (r1 + r2) > = 2 ; dans les autres cas

2. Relations professionnelles

(r3) | Je me sens bien dans cette organisation (Q37D) (1 tout à fait d’accord – 5 pas du tout d’accord) ; 1 si Q37D >  3 ; et J’ai de très bons amis au travail (Q37F) (1 tout à fait d’accord – 5 pas du tout d’accord) ; 1 si Q37F > 3 | D’une manière générale, comment décririez-vous les relations sur votre lieu de travail : entre collègues ? (V50) (1 très bonnes – 5 très mauvaises) ; 1 si V50 < 3

EWCS : Relations professionnelles = 1 si (r3) = 1 ; 0 dans les autres cas.

ISSP : Relations professionnelles = 1 if (r3) = 1 (si V50 < 3) ; 0 dans les autres cas.

Graphique 3.A1.1. Fréquence du stress au travail selon la définition retenue

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142578

Annexe 3.A2.

Portrait statistique de la qualité de l’emploi

Tableau 3.A2.1. Analyse de régression des indicateurs de la qualité de l’emploi
| Qualité des salaires | Insécurité sur le marché du travail | Stress au travail
Femmes | -1.731*** | 0.00556 | -0.154*** |
Niveau de qualification moyen | 2.726*** | -0.0333 | -0.281*** |
Niveau de qualification élevé | 9.134*** | -0.0616** | -0.549*** |
Âge 15-29 ans | -3.337*** | 0.0658*** | -0.096 |
Âge 50-64 ans | 1.313*** | 0.0183 | -0.030 |
Contrat de durée déterminée | -1.468*** | 0.0893*** | 0.393*** | 0.388***
Temps partiel | -0.136** | 0.0358 | -0.083 | -0.151*
Variables indicatrices de pays | oui | oui | oui | oui
Nombre d’observations | 1 619 | 380 | 20 300
Note : Régressions des MCO (qualité des salaires et sécurité sur le marché du travail) et régression logistique (stress au travail).
***, **, *: statistiquement significatif au seuil de 1%, 5% et 10% respectivement.
Source : Enquête de l’Union européenne sur le revenu et les conditions de vie (EU-SILC) et Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

Graphique 3.A2.1. Sous composantes de la sécurité sur le marché du travail

Note : Moyenne pour 23 pays : Allemagne, Autriche, Belgique, Danemark, Espagne, Estonie, Finlande, France, Grèce, Hongrie, Irlande, Italie, Luxembourg, Norvège, Pays-Bas, Pologne, Portugal, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni, Slovénie, Suède et Turquie.

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142587

Graphique 3.A2.2. Sous composantes du stress au travail

Note : Moyenne pour 23 pays : Allemagne, Autriche, Belgique, Danemark, Espagne, Estonie, Finlande, France, Grèce, Hongrie, Irlande, Italie, Luxembourg, Norvège, Pays-Bas, Pologne, Portugal, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni, Slovénie, Suède et Turquie.

Source : Eurofound (2012), Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail, Office des publications de l’Union européenne, Luxembourg.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142597

Chapitre 4.

Emploi non régulier, sécurité de l’emploi et clivage du marché du travail¹

Ce chapitre fournit de nouvelles données sur la fréquence de l’emploi non régulier, défini comme l’ensemble des formes d’emploi ne bénéficiant pas du même degré de protection contre la cessation de contrat que les emplois permanents, et sur ses conséquences en termes de dualisme du marché du travail et d’inégalités entre travailleurs sur le plan de la sécurité de l’emploi. Dans la plupart des pays de l’OCDE, la réglementation relative à la cessation des contrats non réguliers entraîne généralement de moindres coûts pour les employeurs et offre une plus faible protection aux salariés que celle applicable au licenciement de salariés permanents. Ces disparités se répercutent sur la sécurité de l’emploi, tant effective que perçue. De surcroît, il est de plus en plus préoccupant de noter que ces importantes différences de réglementation entre les différents types de contrats tendent à faire peser les ajustements de main-d’œuvre nécessaires, sur les travailleurs non réguliers, augmentant ainsi la segmentation du marché du travail. Afin d’atténuer ce clivage, les pouvoirs publics peuvent envisager différentes options, comme de rendre le recours aux contrats temporaires plus difficile et plus coûteux, d’assouplir les règles relatives au licenciement des salariés permanents ou de favoriser un rapprochement des coûts de cessation d’emploi associés aux différents contrats, y compris en introduisant un contrat unique ou unifié. Toutefois, chacune de ces réformes pose des problèmes de mise en œuvre qui doivent être surmontés, et nécessite d’autres ajustements sur le marché du travail, pour pouvoir être efficaces.

Principaux résultats

L’emploi non régulier – qui regroupe toutes les formes d’emploi ne bénéficiant pas du même degré de protection contre la cessation de contrat que l’emploi permanent – peut permettre aux entreprises de disposer d’une souplesse utile lorsqu’elles doivent ajuster leurs besoins en personnel aux fluctuations de l’activité économique. Il peut également être un choix délibéré pour certains travailleurs, qui préfèrent peut-être la souplesse qu’offrent des relations d’emploi caractérisées par un engagement moins contraignant. Cependant, un recours excessif aux contrats de travail non réguliers peut avoir des conséquences indésirables à la fois en termes d’équité et d’efficience. Les travailleurs recrutés dans le cadre de ces contrats sont souvent davantage confrontés à la précarité de l’emploi que les salariés permanents. De surcroît, les employeurs sont probablement moins enclins à investir dans cette main-d’œuvre, au risque de ralentir la croissance de la productivité. Donner de la flexibilité aux entreprises en leur permettant d’utiliser divers types de contrats non réguliers tout en réduisant le plus possible les coûts générés tant en matière d’équité que d’efficience constitue donc un enjeu important pour les pouvoirs publics. Au cours des vingt années qui ont précédé la crise financière mondiale, nombre de pays ont tenté de renforcer la flexibilité du marché du travail en mettant l’accent sur l’assouplissement des règles relatives aux contrats non réguliers sans véritablement modifier celles, plus restrictives, applicables aux contrats réguliers. Cette politique a ainsi largement contribué à une forte progression des contrats non réguliers dans de nombreux pays de l’OCDE et une augmentation de la segmentation du marché du travail, qui se manifeste par de fortes disparités en matière de qualité de l’emploi entre les différents segments du marché du travail (c’est-à-dire entre types de contrats), et une faible mobilité des travailleurs d’un segment à l’autre.

Dans ce chapitre, nous fournissons de nouvelles données sur l’ampleur et les caractéristiques de la segmentation du marché du travail due aux différences entre types de contrats en matière de sécurité de l’emploi. Nous considérons toutes les formes de contrats qui ne confèrent pas le même degré de protection contre la cessation d’emploi que celle dont bénéficient les salariés titulaires d’un contrat à durée indéterminée, à savoir les contrats à durée déterminée, les contrats d’intérim, les contrats de travail occasionnel et les contrats de sous-traitance relevant du droit commercial mais impliquant des conditions de travail analogues à celles des salariés. Les principales conclusions qui se dégagent du chapitre sont les suivantes :

L’emploi temporaire, qui constitue la principale forme d’emploi non régulier, est très largement utilisé dans un certain nombre de pays de l’OCDE, même si l’emploi permanent demeure la norme parmi les salariés. D’autres formes d’emploi non régulier se sont cependant développées, si bien qu’il est devenu plus difficile de définir les caractéristiques du dualisme du marché du travail. Parmi ces autres formes de contrats non réguliers figurent les contrats de sous-traitance régis par le droit commercial, qui tendent à être utilisés pour leur souplesse, en particulier dans le cas où les contrats à durée indéterminée sont protégés par une réglementation restrictive. La multiplicité des types de contrats fait qu’il est difficile de décrire les travailleurs non réguliers comme une catégorie homogène, mais le portrait qui émerge des données disponibles donne à penser que les emplois non réguliers – en particulier les contrats à durée déterminée – concernent encore de façon disproportionnée les jeunes, les moins instruits et les moins qualifiés, et qu’ils ne procèdent pas d’un choix délibéré pour la plupart des salariés.

Les travailleurs non réguliers sont généralement moins protégés par les règles relatives à la cessation d’emploi que les travailleurs réguliers. Globalement, la comparaison des règles d’embauche et de licenciement à l’échelle internationale fait ressortir deux aspects importants. En premier lieu, l’existence dans de nombreux pays de l’OCDE de restrictions limitant le nombre de renouvellements ou de contrats temporaires successifs pouvant être conclus sans interruption avec un salarié par la même entreprise semble accroître le sentiment d’insécurité de l’emploi des travailleurs temporaires pour lesquels les perspectives de conversion sont limitées. En second lieu, il existe des différences, variables selon les pays, entre les règles de cessation d’emploi appliquées aux contrats réguliers et celles relatives aux contrats non réguliers. Dans un petit nombre de pays, il est plus difficile et plus coûteux de mettre fin de manière anticipée aux contrats à durée déterminée qu’aux contrats à durée indéterminée, mais dans la majorité des pays il n’y a pas de différence notable. En revanche, seuls quelques pays imposent des coûts ou des restrictions en cas de cessation du contrat à la date prévue, et si tel est le cas, ces dispositions sont en général beaucoup moins coûteuses qu’en cas de licenciement de travailleurs permanents.

Les grandes disparités de réglementations relatives aux coûts de rupture entre types de contrats ont des incidences sur la sécurité de l’emploi et créent des clivages persistants entre travailleurs réguliers et travailleurs non réguliers. La comparaison de différents indicateurs subjectifs de la sécurité de l’emploi selon les types de contrat révèle que les travailleurs non réguliers, notamment les travailleurs titulaires d’un contrat à durée déterminée et les travailleurs intérimaires, ont apparemment un sentiment d’insécurité bien plus fort que les travailleurs permanents en ce qui concerne le risque de perte d’emploi et la probabilité de retrouver un emploi après avoir perdu le leur – même s’il convient de faire preuve de prudence lorsque l’on compare des perceptions subjectives entre pays et individus. En outre, les travailleurs non réguliers ne bénéficient pas non plus de salaires plus élevés compensant leur niveau plus faible de sécurité de l’emploi. Bien au contraire, la majorité d’entre eux se trouvent globalement dans une situation plus défavorable en termes de sécurité de l’emploi comme en termes de salaire, même s’il existe des différences selon les pays et les contrats.

Pour certains travailleurs, en particulier pour les jeunes, les contrats non réguliers peuvent constituer un tremplin vers un emploi stable et, dans certains cas, procéder d’un choix délibéré. Toutefois, les faibles taux de transition de l’emploi temporaire vers l’emploi permanent donnent à penser que ces inégalités tendent à perdurer. En Europe, moins de 50 % des travailleurs titulaires d’un contrat temporaire au cours d’une année donnée avaient réussi à obtenir un emploi permanent à temps plein trois années plus tard. L’une des raisons possibles qui explique ces effets durables tient à la plus faible probabilité des travailleurs temporaires de bénéficier d’une formation financée par l’entreprise : l’Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE montre qu’avec un contrat temporaire, les chances de recevoir une formation proposée par l’employeur sont réduites de 14 %.

Les pouvoirs publics sont de plus en plus conscients du fait que libéraliser de manière asymétrique les contrats non réguliers, sans modifier les règles rigides appliquées aux contrats réguliers, risque d’accroître la segmentation du marché du travail et de nuire aux performances économiques en général. C’est pourquoi diverses pistes ont été explorées récemment dans les pays de l’OCDE afin de réduire cette segmentation. L’une d’elle consiste à limiter le recours aux contrats à durée déterminée en encadrant leur usage et en les rendant plus coûteux. Cependant, de telles mesures peuvent se révéler particulièrement difficiles à faire appliquer. En outre, des restrictions accrues en matière d’embauche peuvent avoir des conséquences négatives pour les travailleurs temporaires dans la mesure où elles raccourcissent leurs épisodes d’emploi et compromettent leurs chances d’être réembauchés après avoir perdu leur poste.

Certains pays de l’OCDE ont, en particulier durant la récente crise économique, opté pour une autre stratégie, consistant à assouplir les règles de licenciement pour les contrats à durée indéterminée. Ces réformes parviennent souvent à atténuer le dualisme du marché du travail en créant des incitations à l’embauche de salariés permanents. Toutefois, elles peuvent aussi augmenter le nombre de licenciements de travailleurs permanents, lesquels peuvent parfois subir d’importantes pertes de revenu. Il convient donc d’associer à ces réformes des mesures qui garantissent une indemnisation du chômage suffisante, subordonnée à une obligation de recherche d’emploi rigoureusement appliquée et faisant partie d’un ensemble de mesures d’activation bien conçu.

Une autre façon d’atténuer le dualisme du marché du travail consiste à faire converger les coûts de cessation d’emploi associés aux différents types de contrats en rendant aussi homogène que possible la réglementation des relations contractuelles. En principe, il est envisageable de fixer ces coûts à un niveau correspondant aux préférences politiques et sociales de chaque pays en matière de protection des travailleurs, ce qui signifie que la convergence ne doit pas nécessairement se faire dans le sens d’un niveau de protection de l’emploi faible. Pour obtenir une convergence totale, il pourrait être envisagé de mettre en place un contrat unique – dans le cadre duquel les indemnités de cessation d’emploi augmenteraient en fonction de l’ancienneté et s’appliqueraient à tous les travailleurs, tandis que les contrats à durée déterminée seraient supprimés ou fortement limités – ou bien un contrat unifié – prévoyant les même coûts de cessation d’emploi pour tous les contrats, qu’ils soient permanents ou temporaires. Cependant, dans beaucoup de pays, la mise en place de ces contrats soulève un certain nombre de problèmes complexes et sujets à controverse – par exemple la nécessité d’élargir la définition de la notion de licenciement légitime et de limiter la judiciarisation des licenciements aux cas de licenciement discriminatoire ou de licenciement pour motif prohibé ou inexact. De surcroît, la suppression de toutes les formes de contrats à durée déterminée risquerait de peser sur l’embauche et de favoriser le recours à des contrats de sous-traitance régis par le droit commercial – qui correspondent à une forme d’emploi encore moins protégée que l’emploi temporaire.

Étant donné leurs difficultés d’application, il n’est peut-être pas surprenant qu’il n’y ait encore aucun exemple de contrat unique et quelques-uns tout au plus de contrat unifié dans la réalité. L’Irlande, la Nouvelle-Zélande et le Royaume-Uni ont fait sensiblement converger les coûts de cessation des différents contrats tout en maintenant plusieurs formes de contrats à durée déterminée afin que les entreprises disposent de la souplesse nécessaire pour faire face à des activités vraiment temporaires. Cependant, tous ces pays se caractérisent également par une faible protection de l’emploi et une judiciarisation limitée des cessations de contrat.

Introduction

La forte progression du travail temporaire dans un certain nombre de pays de l’OCDE au cours des 25 dernières années est un phénomène bien connu qui a déjà fait l’objet de nombreuses analyses nationales et internationales (voir par exemple, OCDE, 2002, 2010, 2013a ; BIT, 2012). En cas d’incertitude ou d’activité de durée limitée, l’emploi temporaire offre aux entreprises la souplesse nécessaire pour pouvoir s’adapter. Dans certains cas, il procède d’un choix délibéré ou aide les personnes éloignées de l’emploi ou dotées d’une expérience limitée à avoir un premier contact avec le marché du travail. Cependant, les travailleurs temporaires sont aussi moins bien protégés à la fin de leur contrat, leurs emplois sont généralement de moindre qualité, donnent droit à moins d’avantages sociaux, sont souvent moins bien rémunérés et offrent moins de possibilités de promotion sociale, en particulier lorsque les perspectives de transition vers un emploi stable sont limitées (voir le chapitre 3).

Si le changement technologique et organisationnel est le principal facteur à l’origine du développement du travail temporaire, les réformes partielles du marché du travail que beaucoup de pays de l’OCDE ont menées dans les années 90 y ont aussi largement contribué puisqu’elles ont facilité l’embauche dans le cadre de contrats à durée déterminée tandis que les contrats permanents restaient strictement réglementés (voir, par exemple, OCDE, 2013a). Dans un contexte marqué par une évolution rapide de l’environnement économique, les entreprises ont profité des différences de coûts de rupture entre les emplois temporaires et les emplois permanents pour desserrer les contraintes que leur imposait la législation relative à la protection de l’emploi. Dans les pays où les procédures de licenciement du personnel permanent sont strictement réglementées, le poids de l’ajustement aux chocs a donc été transféré sur les salariés titulaires de contrats à durée déterminée (qui sont souvent des jeunes et autres travailleurs peu qualifiés ou dotés d’une expérience professionnelle limitée), ce qui a conduit à une dualisation (ou segmentation) du marché du travail, avec d’un côté des travailleurs « exclus » qui, pour la plupart, enchaînent les emplois temporaires, et de l’autre des travailleurs « intégrés », qui bénéficient d’une forte protection et d’une plus grande stabilité professionnelle. De plus, au niveau macroéconomique, ce dualisme se traduit par d’amples ajustements des niveaux d’emploi durant les périodes de récession, ce qui accentue les fluctuations du marché du travail et des budgets publics (voir Cahuc et Zylberberg, 2008 ; OCDE, 2012). Les études empiriques montrent aussi que les pays qui ont partiellement réformé leur législation en matière de protection de l’emploi en assouplissant les règles applicables aux contrats temporaires, sans modifier les restrictions visant les contrats réguliers, ont effectivement vu la croissance de la productivité ralentir (Boeri et Garibaldi, 2007 ; Bassanini et al., 2009 ; Dolado et al., 2012).

Bien que la segmentation du marché du travail ait des causes complexes et que la réglementation ne soit qu’en partie responsable de son augmentation, les pouvoirs publics sont de plus en plus conscients des risques que l’utilisation du seul travail temporaire comme variable d’ajustement de l’emploi fait peser sur l’efficience et la cohésion sociale. Cependant, la complexité croissante du cadre institutionnel due à la multiplicité des types de contrats de travail appelle une analyse plus large et plus fine de toutes les formes d’emploi caractérisées par une relation de subordination qui peuvent se substituer aux contrats réguliers.

Dans ce chapitre, nous dressons un bilan actualisé des grandes tendances et des principales caractéristiques de l’emploi temporaire (voir par exemple, OCDE, 2002 pour les précédentes études de l’OCDE sur cette question). Cependant, par rapport aux études antérieures menées par l’OCDE, nous proposons une analyse plus large de la forte progression du recours à toutes les formes d’emploi non régulier. Plus précisément, afin de mieux décrire le dualisme du marché du travail, nous allons au-delà de la définition traditionnelle du travail temporaire utilisée dans les statistiques de l’emploi pour tenir compte de toutes les formes d’emploi caractérisées par une relation de subordination qui ne bénéficient pas de la même protection contre le licenciement que les contrats réguliers, à durée indéterminée. Nous apportons aussi un éclairage supplémentaire sur les conséquences de la segmentation du marché du travail en étudiant dans quelle mesure les différences de réglementation en matière de cessation de contrat peuvent être un facteur de précarité de l’emploi et engendrer des clivages persistants entre travailleurs réguliers et non réguliers en termes de conditions d’emploi. Point particulièrement important pour les pouvoirs publics, nous posons également la question de savoir si le fait d’avoir un emploi temporaire constitue un atout ou au contraire un handicap pour l’avenir professionnel. Enfin, nous examinons également diverses propositions visant à atténuer le dualisme du marché du travail dans le contexte d’une stricte réglementation de l’emploi permanent, parmi lesquelles notamment la création d’un contrat unique or unifié.

Le plan du chapitre est le suivant : la section 1 définit le concept d’emploi non régulier, décrit l’ampleur du phénomène et le profil des travailleurs concernés. La section 2 présente et compare, à partir de données récentes, les différents types de contrat du point de vue de la législation sur la protection de l’emploi. La section 3 examine les disparités entre contrats de travail réguliers et non réguliers en termes de sécurité de l’emploi ainsi que la question de savoir si l’emploi non régulier constitue un tremplin vers un emploi régulier ou un piège. Enfin, la section 4 propose les diverses options qui s’offrent aux pouvoirs publics et présente les conclusions.

1. Ampleur et caractéristiques de l’emploi non régulier

Quelle place les contrats de travail non réguliers occupent-ils aujourd’hui dans les économies de l’OCDE ? Dans cette section, nous donnons un aperçu de la fréquence de ces contrats en faisant une distinction entre les contrats de travail et les contrats de sous-traitance (voir l’encadré 4.1)².

Encadré 4.1. Définir l’emploi non régulier

L’emploi non régulier tel qu’il est défini dans ce chapitre englobe toutes les formes d’emploi qui n’entrent pas dans le champ d’application de la législation classique sur la protection de l’emploi. Il est donc, en un sens, défini par ce qu’il n’est pas, à savoir un emploi salarié exercé dans le cadre d’un contrat permanent (ou à durée indéterminée) ou emploi dit « régulier »a. Nous distinguons ici trois catégories d’emploi non régulier : i) l’emploi temporaire ; ii) l’emploi occasionnel ; et iii) l’activité des travailleurs non salariés dépendants. Les autres formes de travail indépendant, qui n’impliquent pas l’existence d’un lien de subordination avec un employeur (voir ci-dessous) n’entrent pas dans le champ couvert par ce chapitre.

L’emploi temporaire revêt des formes différentes selon les pays, en fonction des types de contrats que la législation nationale met à la disposition des employeurs et des travailleurs. En général, il correspond à un emploi impliquant un lien de subordination exercé pendant une durée limitée, défini comme tel dans les statistiques sur la population active, même s’il arrive qu’il recouvre également certains emplois à durée indéterminée fournis par les agences d’intérim ou le travail à la demande. Conformément aux définitions retenues par l’OCDE, dans ce chapitre, la notion de travail temporaire englobe les contrats à durée déterminée et le travail par intérim. Nous définissons ici le travail par intérim comme l’emploi de travailleurs selon un contrat en vertu duquel l’employeur (l’agence), dans le cadre de son activité professionnelle, met lesdits travailleurs à la disposition d’un tiers (l’entreprise utilisatrice) afin qu’ils accomplissent une tâche (la mission) sous le contrôle et les ordres de l’entreprise utilisatrice conformément à un contrat de fourniture de services conclu entre celle-ci et l’agence. Au contraire, nous définissons un contrat à durée déterminée comme une relation de travail qui, en l’absence de renouvellement du contrat, doit prendre fin à une date définie à l’avance ou lors de la réalisation d’une condition définie à l’avance (par exemple la fin d’un projet). Cette définition englobe les contrats à durée déterminée classiques (c’est-à-dire ceux qui comportent une date de fin précise), le travail saisonnier, le travail à la demande de durée limitée, les contrats de projet, les contrats de formation et les contrats d’intérim entre le travailleur et l’agence lorsqu’ils ont une durée limitée.

Du point de vue statistique, si les définitions de l’emploi temporaire se prêtent relativement bien à des comparaisons entre pays au sein de l’Union européenne (Eurostat), il n’en va pas de même en ce qui concerne les autres pays. Par exemple, en Corée, l’emploi temporaire englobe l’emploi à durée déterminée de courte durée, proche du travail dit d’appoint, de même que le travail par intérim, le travail sous contrat individuel, le travail à domicile, le travail à la demande, etc. En Australie, alors qu’un nombre non négligeable de travailleurs exercent dans le cadre de contrats occasionnels, conclus sur une base horaire ou journalière, ces contrats ne sont pas comptabilisés dans le travail temporaire par l’enquête nationale sur la population activeb.

Enfin, les travailleurs non salariés dépendants sont des travailleurs qui travaillent pour leur propre compte – en d’autres termes des entrepreneurs indépendants qui n’emploient pas de salariés et qui produisent et vendent des biens de manière autonome ou concluent avec leurs clients des contrats de sous-traitance régis par le droit commercial –, mais dont les modalités de travail sont similaires à celles de salariés en ce sens qu’ils travaillent essentiellement ou exclusivement pour une entreprise cliente donnée – ci-après dénommée, par commodité, employeur –, qui n’ont qu’une autonomie limitée et sont souvent étroitement associés à la structure de l’entreprise. Malgré un degré de subordination similaire à celui qui existe entre un salarié et son employeur, ils ne sont en général pas visés par les règles de protection de l’emploi, celles-ci ne s’appliquant pas aux contrats commerciaux. De surcroît, ils relèvent souvent du même régime fiscal et du même système de protection sociale que les autres travailleurs indépendants, ce qui est en principe moins contraignant pour leurs employeurs. Par conséquent, ce type de contrat constitue une autre forme de contrat souple et souvent peu coûteux susceptible de remplacer les contrats réguliers, à durée indéterminée.

a. Pour les besoins de ce chapitre, les termes emploi à durée indéterminée, emploi permanent et emploi régulier sont utilisés de manière interchangeable. Le terme salarié désigne tous les travailleurs qui, d’un point de vue juridique, sont liés par une relation de travail avec leur employeur, tandis que le terme travailleur englobe à la fois les salariés et les travailleurs non salariés dépendants, qui ne sont pas des salariés stricto sensu.

b. De ce point de vue, un contrat de travail occasionnel a de nombreux points communs avec certains types de contrats à la demande à durée indéterminée. Par exemple, au Royaume-Uni, il est possible de recourir à des contrats à la demande dits « zéro heure », en vertu desquels le travailleur doit être disponible pour travailler tandis que l’employeur n’est pas tenu de garantir un nombre minimum d’heures de travail au cours d’un mois donné. Le travail occasionnel occupe aussi une place importante en Nouvelle-Zélande, où, selon l’Enquête sur la vie active, il a représenté 4 % de l’emploi au cours du premier trimestre de 2008.

La fréquence de l’emploi non régulier

Contrats à durée déterminée et travail par intérim

Si l’emploi permanent demeure la forme prépondérante d’emploi impliquant un lien de subordination dans les pays de l’OCDE, le recours aux différents types de contrats varie sensiblement d’un pays à l’autre selon la législation du travail, les pratiques et dans la composition sectorielle de l’économie : en moyenne en 2011-12, les contrats à durée déterminée ont représenté plus de 15 % de l’emploi dans neuf pays de l’OCDE ; cette proportion a atteint voire dépassé 25 % de l’emploi salarié au Chili, en Pologne et en Espagne, tandis qu’elle a été inférieure ou égale à 6 % en Australie, en Estonie, en Lettonie, en Lituanie et au Royaume-Uni (tableau 4.1). La part de l’emploi intérimaire varie également fortement d’un pays à l’autre : cette forme de travail est interdite en Turquie, tandis que les travailleurs intérimaires représentent environ 2 à 3 % de l’ensemble des salariés en Autriche, en Belgique, en France, en Allemagne, en Lettonie, aux Pays-Bas, au Portugal, en République slovaque, en Espagne et aux États-Unis et jusqu’à 5.3 % en Slovénie. Dans au moins huit pays européens, les contrats à durée indéterminée entre l’agence d’intérim et le travailleurs constituent la principale forme de contrat d’intérim (c’est par exemple le cas en Autriche, en Allemagne et en République slovaque), tandis que dans d’autres pays (par exemple en France, aux Pays-Bas et en Slovénie), ce sont les contrats à durée déterminée qui dominent. Globalement, les contrats à durée déterminée constituent la forme prédominante de contrats de travail non réguliers dans les pays de l’OCDE, sauf en Australie, où les travailleurs occasionnels ont représenté environ 19 % de l’ensemble des salariés en 2012 (voir l’encadré 4.2)³.

Tableau 4.1. Contrats permanents et à durée déterminée, dont contrats de travail par intérim
En pourcentage de l’ensemble des salariés, moyenne en 2011-12
| Contrat permanent | Durée déterminée | Agence d'intérim
| Ensemble des contrats permanents | Pas avec une agence d'intérim | Avec une agence d'intérim | Ensemble des contrats à durée déterminée | Pas avec une agence d'intérim | Avec une agence d'intérim
Australie | 94.1 | .. | .. | 5.9 | .. | .. | ..
Autriche | 90.6 | 88.6 | 2.0 | 9.4 | 9.2 | 0.3 | 2.2
Belgique | 91.5 | 91.5 | 0.0 | 8.5 | 6.7 | 1.8 | 1.8
Canada | 86.5 | .. | .. | 13.5 | .. | .. | ..
Chili | 69.5 | .. | .. | 30.5 | .. | .. | ..
République tchèque | 91.9 | 90.7 | 1.2 | 8.1 | 7.9 | 0.2 | 1.4
Danemark | 91.3 | 90.5 | 0.8 | 8.7 | 8.4 | 0.3 | 1.1
Estonie | 96.0 | 95.8 | 0.2 | 4.0 | 3.9 | 0.1 | 0.2
Finlande | 84.4 | 83.9 | 0.5 | 15.6 | 14.9 | 0.7 | 1.1
France | 84.9 | 84.9 | 0.0 | 15.1 | 12.8 | 2.3 | 2.3
Allemagne | 85.6 | 83.9 | 1.8 | 14.4 | 13.1 | 1.2 | 2.8
Grèce | 89.2 | 89.0 | 0.3 | 10.8 | 10.7 | 0.1 | 0.4
Hongrie | 90.8 | 90.2 | 0.7 | 9.2 | 8.8 | 0.4 | 1.0
Islande | 87.2 | 87.2 | 0.0 | 12.8 | 12.8 | 0.0 | 0.0
Irlande | 89.8 | 89.3 | 0.6 | 10.2 | 9.8 | 0.4 | 0.9
Italie | 86.4 | 86.4 | 0.1 | 13.6 | 13.0 | 0.6 | 0.6
Japon | 87.0 | .. | .. | 13.0 | .. | .. | 1.7
Corée | 77.9 | 77.9 | 0.0 | 22.1 | 21.0 | 1.1 | 1.1
Luxembourg | 92.7 | 91.8 | 0.9 | 7.4 | 6.7 | 0.6 | 1.5
Pays-Bas | 81.2 | 80.8 | 0.5 | 18.8 | 16.3 | 2.5 | 2.9
Norvège | 91.8 | 91.7 | 0.1 | 8.2 | 8.1 | 0.1 | 0.2
Pologne | 73.3 | 73.3 | 0.0 | 26.7 | 26.2 | 0.5 | 0.5
Portugal | 78.6 | 78.0 | 0.6 | 21.5 | 20.1 | 1.4 | 1.9
République slovaque | 93.4 | 91.9 | 1.5 | 6.6 | 6.1 | 0.5 | 2.1
Slovénie | 82.5 | 81.9 | 0.7 | 17.5 | 12.8 | 4.6 | 5.3
Espagne | 75.5 | 74.0 | 1.5 | 24.5 | 23.4 | 1.2 | 2.7
Suède | 83.8 | 83.1 | 0.7 | 16.2 | 15.6 | 0.5 | 1.3
Suisse | 87.1 | 86.6 | 0.5 | 12.9 | 12.5 | 0.4 | 0.9
Turquie | 87.9 | 87.9 | 0.0 | 12.1 | 12.1 | 0.0 | 0.0
Royaume-Uni | 93.9 | .. | .. | 6.1 | .. | .. | ..
États-Unis | .. | .. | .. | .. | .. | .. | 1.8
Lettonie | 94.3 | 93.0 | 1.3 | 5.7 | 4.9 | 0.8 | 2.1
Lituanie | 97.3 | 96.7 | 0.6 | 2.7 | 2.6 | 0.1 | 0.7
Note : Les données relatives aux États-Unis correspondent à la part des travailleurs des entreprises de travail temporaire parmi l’ensemble des salariés du secteur non agricole.
 : Non disponible.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne, de l’Enquête supplémentaire sur la population économiquement active en Corée (mars 2012), des Statistiques sur la population active au Japon, des Current Employment Statistics (CES) aux États-Unis ; et OCDE (2013), « Statistiques du marché du travail : Emploi permanent temporaire : fréquence », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00297-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142922

Encadré 4.2. L’emploi occasionnel* en Australie

En Australie, près d’un cinquième des salariés travaillent dans le cadre d’un contrat occasionnel et sont ainsi moins protégés contre les licenciements que les travailleurs réguliers ou titulaires d’un contrat à durée déterminée. En 2012, les travailleurs occasionnels représentaient 19 % des salariés. Ils représentaient même une part beaucoup plus élevée de l’emploi dans certains secteurs, notamment l’hôtellerie (64 %), l’agriculture, la sylviculture et la pêche (43 %) et le commerce de détail (38 %). Environ 55 % des salariés occasionnels sont des femmes et la plupart de ces salariés exercent des professions relativement peu qualifiées (ABS, 2013).

Les salariés occasionnels peuvent être licenciés sans préavis ni indemnités et n’ont généralement aucun droit légal à un emploi régulier ou au maintien dans leur emploi. De plus, leur durée de travail peut varier d’une semaine ou d’un jour sur l’autre. En effet, même si beaucoup de salariés occasionnels effectuent chaque semaine le même nombre d’heures de travail et peuvent avoir une longue ancienneté, le travail occasionnel repose sur une base horaire ou journalière. Bien qu’ils n’aient pas le droit à un délai de préavis, les salariés occasionnels peuvent engager une action en licenciement abusif comme les travailleurs réguliers. En revanche, les périodes d’activité accomplies en qualité de travailleur occasionnel ne sont pas prises en compte aux fins de calcul de la durée d’emploi minimale, sauf si le travailleur était employé de manière régulière et systématique et était fondé à espérer continuer de travailler sur cette base.

Dans certains secteurs, notamment la construction, l’hôtellerie et une partie du secteur manufacturier, les employeurs ont l’obligation de convertir, sur demande, un contrat occasionnel en contrat à temps partiel ou à temps plein si le salarié a travaillé pendant une certaine durée et satisfait à certains critères, par exemple s’il a travaillé au moins un certain nombre d’heures par semaine pendant son contrat. En principe, si un travailleur occasionnel a accompli un nombre régulier d’heures de travail pendant six ou douze mois et demande la conversion de son contrat en contrat permanent à temps partiel ou à temps plein, l’employeur ne peut pas refuser indûment d’accéder à sa demande. En réalité, selon une récente décision de la Cour fédérale d’Australie, le « vrai travail occasionnel » est caractérisé par sa nature informelle, par son caractère incertain et l’irrégularité du travail, qui ne peut pas être accompli selon un emploi du temps fixe et régulier pendant l’ensemble de l’année (voir Williams c. MacMahon Mining Services Pty Ltd [2010] FCA 1321).

En général, les travailleurs occasionnels n’ont droit ni aux congés payés ni aux congés de maladie. Ils peuvent toutefois prétendre à certaines formes de congé sans solde (par exemple jusqu’à deux jours en une seule fois pour s’occuper d’un membre de leur famille malade ou en cas de maladie grave ou de décès d’un membre de leur famille). Ceux qui ont accompli une durée de travail régulière au même poste pendant au moins 12 mois et qui ont de bonnes raisons d’espérer être maintenus dans leur emploi peuvent prendre jusqu’à 12 mois de congé parental sans solde en cas de naissance ou d’adoption d’un enfant.

En contrepartie de l’absence d’autres droits, les travailleurs occasionnels perçoivent une prime d’environ 25 % en sus de leur salaire horaire. Par ailleurs, ils doivent recevoir, à travail égal, le même salaire que les autres salariés, y compris les majorations prévues pour travail les jours fériés ou pour horaires atypiques. Dans certains secteurs, les employeurs sont tenus de rémunérer les travailleurs occasionnels à raison d’une durée de travail minimale à chaque fois qu’ils font appel à eux (par exemple trois heures dans le secteur du commerce de détail et deux heures dans celui de l’hôtellerie). Les travailleurs occasionnels ont également droit à ce que des cotisations au régime de retraite privée australien leur soient créditées selon les mêmes modalités que les autres travailleurs.

* Pour l’Australian Bureau of Statistics (ABS, 2013), l’Institut australien de la statistique, l’emploi occasionnel correspond à la proportion de salariés qui n’ont pas droit aux congés payés. Cet indicateur coïncide parfaitement avec d’autres indicateurs de l’emploi occasionnel, par l’exemple la proportion de travailleurs qui perçoivent une prime pour travail occasionnel ou encore la proportion de travailleurs occasionnels qui s’identifient comme tels.

Source : ABS (2013), Forms of Employment, Australie, Australian Bureau of Statistics, Canberra.

Durant la Grande récession et la reprise qui l’a suivie, la répartition des salariés par type de contrat est restée relativement stable dans la plupart des pays de l’OCDE, à l’exception notable de l’Espagne et de l’Irlande (pour de plus amples informations, voir OCDE, 2014b). En Espagne, la part des contrats à durée déterminée a diminué, passant de 32.9 % au début de la crise à 24.5 % en moyenne en 2011-12, tandis qu’en Irlande, elle a augmenté pour passer de 7 % à 10 %. En Espagne, cette forte baisse de la proportion de contrats à durée déterminée constatée durant la crise s’explique par un taux de destruction d’emplois temporaires extrêmement élevé, associé à une diminution du taux de création d’emplois temporaires dans un marché du travail très segmenté (OCDE, 2014c). En Irlande, la hausse de la part des emplois temporaires s’explique surtout par une évolution de la composition des recrutements (la part des travailleurs recrutés pour une durée déterminée est passée de 26.7 % des nouvelles embauches en 2006-07 à 48.4 % en 2011-12). De manière plus générale, comme le montre le graphique 4.1, au cours de cette période, de plus en plus de nouveaux recrutements se sont faits dans le cadre de contrats à durée déterminée dans la quasi-totalité des pays, malgré une part de l’emploi à durée déterminée dans l’ensemble des nouvelles embauches initialement très variable d’un pays à l’autre (de 23.1 % au Royaume-Uni à 75 % au moins en 2011-12 en Pologne⁴, au Portugal, en Slovénie, en Espagne et en Suède).

Graphique 4.1. Part des contrats à durée déterminée dans les nouveaux recrutements, 2006-07 et 2011-12

Pourcentage de salariés ayant trois mois d’ancienneté au plus

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142600

La répartition des salariés par durée du contrat diffère fortement d’un pays à l’autre. Plusieurs facteurs concourent à expliquer ces différences, par exemple la place qu’occupent certains types de contrats à durée déterminée (tels que les contrats d’apprentissage en Allemagne, en Autriche et en Suisse, qui sont généralement de longue durée comme en témoigne la part plus élevée de contrats à durée déterminée de plus d’un an observée dans ces pays). Toutefois, on n’observe aucun lien évident entre la fréquence des contrats à durée déterminée (marge extensive) et la part des contrats de courte durée (marge intensive)⁵. Ainsi, l’Espagne, la Pologne et le Portugal affichent tous une part de contrats à durée déterminée élevée mais une proportion de contrats de courte durée très variable : c’est en Espagne que les contrats d’une durée inférieure à trois mois sont les plus fréquents (57.6 % en moyenne en 2011-12), alors qu’au Portugal, la majorité (68.3 % en 2011-12) des contrats à durée déterminée ont une durée comprise entre trois mois et un an ; en Pologne, la part des contrats d’une durée comprise entre trois mois et un an est similaire à la part des contrats d’une durée supérieure à un an, s’établissant à environ 40 % (graphique 4.2). Enfin, la crise ne semble pas avoir réellement modifié la répartition des salariés titulaires de contrats à durée déterminée en fonction de la durée de leur contrat, même si la durée moyenne des contrats a globalement diminué. En Finlande et dans les pays baltes, la part des contrats de plus d’un an a fortement chuté, souvent de moitié⁶.

Graphique 4.2. Durée des contrats à durée déterminée

Pourcentage de salariés en contrat à durée déterminée parmi l’ensemble des salariés, moyenne en 2011-12 et 2006-07

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142619

Cette disparité de la fréquence de l’emploi temporaire entre les pays pourrait également être en partie la conséquence de caractéristiques et préférences de la population active. Il est par exemple possible que certaines personnes préfèrent des modalités de travail plus souples pour diverses raisons, par exemple parce qu’un emploi temporaire implique peut-être un engagement moins fort à l’égard de l’employeur ou est plus facilement conciliable avec d’autres activités (suivre des études par exemple, voir la section 3). De fait, la répartition des contrats à durée déterminée par motif révèle d’importants écarts entre les pays : en 2011-12, la part des emplois temporaires involontaires (par exemple la proportion de salariés ayant répondu occuper un emploi à durée déterminée faute d’avoir pu trouver un emploi permanent) était comprise entre environ 30 à 40 % en Islande et aux Pays-Bas et 85 % ou plus en Belgique, en République tchèque, en Grèce, en Irlande, en Italie, au Portugal et en République slovaque, atteignant même 97 % en Espagne (graphique 4.3). A contrario, au Danemark, en France, en Suède, en Suisse et au Royaume-Uni, un cinquième environ des salariés en contrat à durée déterminée ont indiqué ne pas vouloir obtenir un poste permanent, cette proportion allant jusqu’à atteindre 30 % en Norvège et 50 % en Islande. De surcroît, la proportion de personnes interrogées ayant indiqué être « en période d’essai » pour expliquer qu’elles travaillaient dans le cadre d’un contrat à durée déterminée était extrêmement variable d’un pays à l’autre. La part des salariés entrant dans cette catégorie doit cependant être interprétée avec prudence parce qu’elle est probablement sujette à des évaluations différentes selon les pays et les attentes des individus de la première et principale raison pour laquelle ils occupent un poste à durée déterminée. Par exemple, le fait qu’aux Pays-Bas, 53.6 % des salariés aient indiqué être en période d’essai laisse penser qu’ils ont d’abord répondu en référence à leur situation au moment de l’enquête plutôt qu’en fonction du jugement qu’ils portent sur la nature volontaire ou involontaire de leur situation. À l’inverse, en Espagne, le pourcentage extrêmement faible de salariés indiquant être en période d’essai reflète vraisemblablement leur inquiétude face à leur manque de perspectives professionnelles. Ces réserves étant faites, il ressort du graphique 4.3 que dans une grande majorité de pays, le travail à durée déterminée ne résulte généralement pas d’un choix délibéré de la part du salarié.

Graphique 4.3. Motif de l’emploi en contrat à durée déterminée, 2011-12

En pourcentage des salariés en contrat à durée déterminée, hors étudiants et apprentis

Note : Les étudiants et apprentis qui suivent régulièrement des études ne sont pas pris en compte.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142629

Travailleurs non salariés dépendants

Le Bureau international du travail (BIT) définit la relation de travail comme « la relation entre une personne appelée “salarié » et un « employeur » pour lequel le salarié exécute un travail dans des conditions définies, contre rémunération” (BIT, 2006 : 3). En général, il s’ensuit que les travailleurs qui fournissent leurs services à un employeur contre rémunération sont considérés comme des salariés. Au contraire, les travailleurs indépendants qui exercent pour leur propre compte⁷ sont des entrepreneurs indépendants qui produisent et vendent des biens de manière autonome ou qui concluent avec leurs clients des contrats de services régis par le droit commercial. Cependant, dans la pratique, certains de ces professionnels peuvent avoir des modalités de travail similaires à celles des salariés, en ce sens qu’ils travaillent principalement ou exclusivement pour une entreprise cliente spécifique – ci-après dénommée, par commodité, employeur –, ont peu d’autonomie et sont souvent étroitement associés à la structure de l’entreprise (voir l’encadré 4.1). En pareil cas, ces contrats constituent de facto un autre type de contrat pouvant remplacer les contrats de travail réguliers, à durée indéterminée. Ils sont en général moins coûteux pour l’employeur en termes de cotisations de sécurité sociale et de coûts de recrutement et de rupture, et n’offrent pas la même protection sociale aux travailleurs (voir, par exemple, EIRO, 2002a ; Eichhorst et al., 2013 ; Kim, 2014). Néanmoins, dans beaucoup de pays, lorsque ces contrats de sous-traitance impliquent une forte subordination du travailleur, il est en principe illégal d’y recourir et la préoccupation des responsables de l’action publique consiste alors à trouver des moyens de détecter les infractions et d’y remédier (voir la section 2 ci-dessous). Il est donc important, pour toutes les raisons qui viennent d’être énoncées, d’évaluer la taille du groupe formé par cette catégorie de travailleurs – dénommés, dans la suite du chapitre, travailleurs non salariés dépendants –, qui sont habituellement comptabilisés parmi les travailleurs indépendants dans les statistiques classiques sur la main-d’œuvre.

Or, alors que le statut des salariés est généralement défini par leur contrat de travail, les travailleurs non salariés dépendants forment un groupe plus difficile à cerner parce qu’il n’est pas aisé d’établir l’existence d’une dépendance et/ou d’une subordination en l’absence de contrat de travail. En général, la méthode employée par certaines enquêtes pour les identifier consiste à utiliser les réponses à des questions qui reflètent étroitement les critères juridiques retenus par les tribunaux ou par le législateur pour faire la différence entre le statut de travailleur indépendant, celui de salarié et les statuts hybrides, lorsque ceux-ci sont autorisés par la loi. Par exemple, selon l’enquête sur les travailleurs en situation de subordination (Scheinselbständigen-Studie) menée en 1995 par l’Institut allemand de recherche sur le marché du travail et les professions (Institut für Arbeitsmarkt-und Berufsforschung, IAB), qui a utilisé les critères juridiques retenus par la Cour fédérale du travail allemande, les travailleurs non salariés dépendants représentaient entre 0.6 % et 2.5 % de la population active allemande, l’écart entre ces deux pourcentages s’expliquant par l’utilisation de critères de classification différents (EIRO, 2002b). Burchell et al. (1999), s’appuyant sur l’enquête générale auprès des ménages (Household Omnibus Survey) menée au Royaume-Uni en 1998, ont constaté que 5 % des travailleurs avaient un statut potentiellement ambigu selon les critères appliqués par les tribunaux pour qualifier la relation de travail. En Autriche, en 2001, environ 1.1 % de la population active travaillait dans le cadre d’un contrat de sous-traitance pour un seul employeur et était tenue de respecter les instructions de l’entreprise cliente – sur le plan du temps et des méthodes de travail (Statistik Austria, 2002). Dans certains pays, il existe des catégories hybrides de travailleurs indépendants exerçant pour leur propre compte dans le cadre de contrats de sous-traitance régis par le droit du travail (par exemple les « collaborateurs » en Italie – voir la section 2), si bien qu’il est plus facile d’identifier ces travailleurs, même l’on n’obtient ainsi en général qu’une estimation basse du nombre total de travailleurs non salariés dépendants. Ainsi, Berton et al. (2005) ont utilisé les registres des personnes affiliées au régime de sécurité sociale italien réservé aux collaborateurs et ont constaté que ce groupe représentait environ 2.5 % de l’emploi total dans le pays au début des années 2000 (voir Kim, 2014, pour un recensement plus précis des études consacrées à cette question).

Suivant la même logique que ces études, le graphique 4.4 présente des estimations comparables entre pays du nombre de travailleurs non salariés dépendants en pourcentage du total des travailleurs en situation de subordination – qui regroupent les salariés et les travailleurs non salariés dépendants ; ces estimations ont été établies à partir de données de la vague 2010 de l’Enquête européenne sur les conditions de travail (EWCS) à l’aide de la méthodologie proposée par Oostven et al. (2013). Concrètement, sont classés parmi les travailleurs non salariés dépendants les travailleurs indépendants qui exercent pour leur propre compte et remplissent au moins deux des conditions suivantes : i) ils n’ont qu’un employeur/client ; ii) ils ne peuvent pas recruter de salariés, même si leur charge de travail est lourde ; et iii) ils ne peuvent pas prendre de manière autonome les décisions qui ont le plus d’importance dans l’exercice de leur activité. En moyenne, ces travailleurs représentent 1.6 % des travailleurs en situation de subordination dans les pays qui entrent dans le champ de l’enquête. Toutefois, dans certains pays, on les trouve surtout dans l’agriculture, où le recours à cette forme de main-d’œuvre fait partie de la tradition. Lorsque l’analyse est limitée au secteur privé non agricole, ces travailleurs représentent une part de l’emploi un peu plus faible (1.3 %), qui reste cependant comparable à celle des salariés qui travaillent par intérim (voir tableau 4.1 et ci-dessous). En outre, ils représentent au moins 3 % des travailleurs en situation de subordination travaillant dans le secteur privé non agricole dans certains pays (République tchèque, Grèce, Italie et République slovaque), et au moins 15 % de l’ensemble des contrats non réguliers dans environ un tiers des pays de l’OCDE couverts par l’enquête (voir le graphique 4.4 et le tableau 4.1). À noter que dans les pays où les travailleurs non salariés dépendants représentent une forte proportion de la main-d’œuvre, les contrats à durée déterminée classiques représentent généralement une faible part de l’emploi, ce qui pourrait être révélateur d’une certaine substituabilité entre les différentes formes de contrats non réguliers.

Graphique 4.4. Part des travailleurs non salariés dépendants en pourcentage des travailleurs en situation de subordination, 2010

Note : Sont classés parmi les travailleurs non salariés dépendants les travailleurs indépendants qui exercent pour leur propre compte et remplissent au moins deux des conditions suivantes : i) ils n’ont qu’un employeur/client ; ii) ils ne peuvent pas recruter de salariés, même si leur charge de travail est lourde ; et iii) ils ne peuvent pas prendre de manière autonome les décisions qui ont le plus d’importance dans l’exercice de leur activité. Les travailleurs en situation de subordination regroupent les salariés et les travailleurs non salariés dépendants. Le secteur privé comprend uniquement les entreprises privées à but lucratif.

Source : Eurofound (2010), « Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail », www.eurofound.europa.eu/working/surveys/.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142633

Dans l’ensemble, ces chiffres correspondent vraisemblablement à des estimations basses du nombre total de travailleurs non salariés dépendants parce que ces travailleurs sont identifiés sur la seule base de réponses individuelles. Or, par exemple, il est peu probable que des travailleurs qui ont d’abord été recrutés en qualité de salariés par une entreprise puis ont continué de travailler pour elle sous le statut de travailleurs non salariés dépendants se qualifient de travailleurs indépendants lorsqu’ils répondent à l’enquête⁸.

Qui sont les travailleurs temporaires et où travaillent-ils ?

Dans cette partie, nous fournissons des informations complémentaires sur la nature et l’utilisation de l’emploi temporaire⁹ en analysant le profil des travailleurs temporaires en termes de caractéristiques individuelles telles que l’âge, le sexe, le niveau d’instruction, les compétences et la profession, ainsi qu’en termes de secteur d’activité de l’entreprise pour laquelle ils travaillent.

Qui sont les travailleurs temporaires ?

La principale caractéristique démographique associée à la fréquence de l’emploi temporaire est la surreprésentation des jeunes à la fois parmi les titulaires de contrats à durée déterminée et parmi les titulaires de contrats d’intérim (graphique 4.5). Dans la quasi-totalité des pays de l’OCDE, un quart au moins des travailleurs de 15 à 24 ans étaient titulaires d’un contrat à durée déterminée en moyenne en 2011-12 et cette proportion dépassait 50 % dans dix pays, atteignant même 73 % en Slovénie¹⁰. Les seuls pays qui font exception à cette tendance générale sont l’Australie (où aucune tendance liée à l’âge ne se dégage), ainsi que la Corée et la Turquie (où la courbe qui relie le travail temporaire à l’âge a une forme en U, les travailleurs âgés représentant une part relativement importante des travailleurs temporaires). À noter cependant que dans ces pays, l’emploi temporaire est un indicateur qui ne rend compte que d’une partie du phénomène, certaines formes courantes de travail non régulier n’étant pas prises en compte – c’est par exemple le cas du travail occasionnel en Australie (voir l’encadré 4.2) et du travail informel (sans affiliation à la sécurité sociale) en Turquie. En Estonie, en Lettonie, en Lituanie et au Royaume-Uni, en 2011-12, en moyenne moins de 15 % des jeunes travailleurs étaient titulaires d’un contrat à durée déterminée, ce qui témoigne du fait que le travail temporaire est globalement peu fréquent dans ces pays comparativement à ce qui est observé ailleurs.

Graphique 4.5. Emploi temporaire par tranche d’âge, 2011-12

a. Slovénie : 23 % des jeunes sont employés par une agence d’intérim.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête de l’UE sur les forces de travail ; et OCDE (2013), « Statistiques du marché du travail : Emploi permanent temporaire : fréquence », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00297-fr (consulté le 16 mars 2014).

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142648

La surreprésentation des jeunes parmi les titulaires d’un contrat à durée déterminée laisse penser que ces contrats constituent la principale voie d’accès au monde du travail pour cette catégorie de la population. Pour neutraliser cet effet de l’âge et examiner la nature de l’emploi temporaire en fonction d’autres caractéristiques individuelles observables, nous avons, dans la suite de cette partie, limité l’analyse aux personnes d’âge très actif (25-54 ans). Dans la plupart des pays de l’OCDE, les femmes représentent une plus forte proportion des titulaires de contrats à durée déterminée que les hommes mais cet écart est relativement faible (voir OCDE, 2014b) sauf au Japon et en Corée, où les femmes ont une probabilité beaucoup plus forte (quatre fois plus forte au Japon, par exemple) que les hommes d’occuper un emploi temporaire. À l’inverse, dans la majorité des pays, les hommes sont plus susceptibles que les femmes de travailler par intérim, mais cet écart est lui aussi relativement faible, sauf en France et en Allemagne, où la proportion d’hommes parmi les travailleurs intérimaires est deux fois plus élevée que la proportion de femmes. De même, dans beaucoup de pays de l’OCDE, les personnes qui ont un faible niveau d’instruction (par exemple qui n’ont pas suivi le deuxième cycle de l’enseignement secondaire) sont surreprésentées parmi les travailleurs qui occupent un emploi temporaire (tant à durée déterminée que par intérim), mais l’ampleur de ce phénomène varie selon les pays. Ainsi, en 2011-12, la proportion de salariés peu instruits qui étaient titulaires d’un contrat à durée déterminée s’établissait à environ 25 % en Hongrie et en Espagne tandis qu’elle atteignait 40 % en Pologne et en République slovaque (graphique 4.6). Dans d’autres pays de l’OCDE (par exemple en Autriche, au Canada, au Danemark, en Islande, en Italie, au Luxembourg, en Norvège, au Portugal, au Royaume-Uni et en Suisse), les salariés ayant le niveau d’instruction le plus élevé avaient une probabilité égale (voire, dans certains cas, supérieure) d’occuper un emploi temporaire.

Graphique 4.6. Emploi temporaire des personnes de 25 à 54 ans selon le niveau d’instruction, 2011-12

Note : Canada : le niveau « faible » regroupe « 0 à 8 ans de scolarité » et « études secondaires partielles » ; le niveau « moyen » regroupe « classes 11 à 13 », « diplôme d’études secondaires » et « études postsecondaires partielles » ; le niveau « élevé » regroupe « diplôme ou certificat d’études postsecondaires », « licence » et « diplôme universitaire ».

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête de l’Union européenne sur les forces de travail et d’enquêtes nationales sur la population active.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142654

Le niveau d’instruction est un indicateur imparfait et imprécis des compétences productives. Ainsi, de récentes études ont montré que même s’il existe une corrélation étroite entre le niveau d’instruction et les compétences cognitives, le niveau de compétences peut considérablement varier entre des individus titulaires de diplômes similaires (OCDE, 2013b). L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE (Programme international pour l’évaluation des compétences des adultes – PIAAC), qui évalue le niveau de compétences en littératie, numératie et résolution de problèmes dans des environnements à forte composante technologique¹¹ de la population âgée de 16 à 65 ans, permet de comparer, après prise en compte de l’effet de l’âge¹², les scores obtenus par les travailleurs temporaires¹³ en ce qui concerne ces compétences en traitement de l’information (graphique 4.7). Les résultats en numératie et en littératie sont clairs, à savoir que dans tous les pays qui participent à l’évaluation sauf aux États-Unis et en Australie¹⁴, les travailleurs temporaires ont un niveau de compétences moins élevé que les autres.

Graphique 4.7. Différences entre travailleurs temporaires et travailleurs réguliers en matière de compétences en traitement de l’information

Pourcentage

Note : Les données reposent sur les résultats de l’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE (PIAAC), qui évalue environ 166 000 adultes de 16 à 65 ans dans 24 pays et régions infranationales. Cette enquête comportait une évaluation des compétences en littératie, en numératie et en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique. Les graphiques présentent les différences de score moyen entre travailleurs temporaires et travailleurs réguliers en pourcentage des scores moyens des travailleurs réguliers. Les travailleurs temporaires englobent les travailleurs en contrat à durée déterminée et ceux qui sont titulaires d’une forme quelconque de contrat d’intérim. Les travailleurs qui ont déclaré n’être titulaires « d’aucun contrat » ont été exclus, sauf aux États-Unis, où il n’est pas obligatoire d’être titulaire d’un contrat pour occuper un emploi régulier du fait de l’importance du principe de la liberté de licenciement et où plus de 50 % des personnes interrogées déclarent ne pas avoir de contrat. Dans ce pays, la catégorie « aucun contrat » a été requalifiée et intégrée à la catégorie « travailleurs réguliers ». Les différences ont été estimées après prise en compte des effets de l’âge par une variable indicatrice de l’âge par tranche de 5 ans et sont exprimées en pourcentage du score moyen en littératie, en numératie et en résolution des problèmes.

***, **,* : significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

Source : Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) 2013.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142668

Dans les pays où des différences statistiquement significatives sont observées, les travailleurs temporaires affichent des scores en littératie ou en numératie inférieurs, en moyenne, d’environ 3.5 % à 4.5 % à ceux des travailleurs permanents. Les différences sont moins systématiques s’agissant des compétences en résolution des problèmes, notamment au Danemark et en Finlande, où les travailleurs temporaires obtiennent de meilleurs scores que les travailleurs permanents (supérieurs d’environ 2 %). On observe également une certaine disparité entre les pays, les différences de score étant plus marquées en France, en Pologne, en République slovaque, en Espagne, en Suède et au Royaume-Uni. Comme on pouvait s’y attendre, ces résultats ne coïncident pas exactement avec ceux obtenus lorsque l’on met en relation le travail temporaire et le niveau d’instruction et révèlent des différences intéressantes entre niveau d’instruction et compétences, en particulier au Royaume-Uni¹⁵.

Où les travailleurs temporaires travaillent-ils ?

L’examen des secteurs dans lesquels travaillent les travailleurs temporaires et des professions qu’ils exercent apporte un éclairage supplémentaire qui permet de mieux comprendre les différences de caractéristiques entre travailleurs réguliers et non réguliers constatées dans la partie précédente. Par exemple, les écarts entre la proportion d’hommes et la proportion de femmes parmi les travailleurs temporaires s’expliquent en grande partie par une forte concentration des emplois temporaires dans l’agriculture et la construction, ainsi que dans des professions peu qualifiées – essentiellement des métiers manuels, généralement exercés par des hommes. Dans la majorité des pays de l’OCDE, c’est dans l’agriculture que la proportion d’emplois temporaires est la plus forte, atteignant 58 % en Italie et en Espagne parmi les salariés de 25 à 54 ans. Vient ensuite le secteur de la construction, où la proportion atteint 40 % en Espagne et en Pologne (voir le graphique 4.A1.1 en annexe). À noter cependant que le travail temporaire est également répandu dans les secteurs de l’éducation et des services sociaux, de même que dans la fonction publique, représentant plus de 15 % de l’emploi (en Finlande, en France, en Allemagne, en Italie, au Portugal, en Slovénie, en Espagne et en Suède, par exemple). Dans ces secteurs, une grande partie des emplois temporaires sont des emplois de service, par exemple des postes d’employé dans le commerce de détail ou de secrétaire, mais certains sont des emplois plus qualifiés, par exemple des postes de direction ou des professions intellectuelles. Il n’en reste pas moins que dans tous les pays sauf en Autriche et en Suisse, c’est dans les professions les moins qualifiées que l’on trouve le plus d’emplois temporaires (graphique 4.8). Dans beaucoup de pays, l’emploi par intérim est généralement plus fréquent dans les professions non qualifiées ainsi que parmi les ouvriers qualifiés. La Slovénie, où la part d’employés moyennement qualifiés titulaires d’un contrat de travail par intérim est supérieure à 3 %, se démarque des autres pays, ce qui s’explique probablement par la place relativement importante qu’occupe l’intérim parmi les jeunes qui ont suivi des études.

Graphique 4.8. Travailleurs temporaires de 25 à 54 ans selon la profession, 2011-12

Source : Calculs réalisés par l’OCDE sur la base de microdonnées de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142673

2. Législation sur la protection de l’emploi des travailleurs non titulaires d’un contrat régulier

Cette section examine les réglementations régissant l’utilisation des différents contrats de travail temporaires dans les pays de l’OCDE, exploitant les nouvelles informations collectées à l’aide du Questionnaire 2013 de l’OCDE relatif à la législation sur la protection de l’emploi (ci-après LPE ; voir OCDE, 2013a)¹⁶. En particulier, elle développe et enrichit l’actualisation des indicateurs de la LPE de l’OCDE menée en 2013, en donnant des informations plus détaillées dans trois domaines spécifiques. Les informations présentées portent tout d’abord sur la facilité de résiliation des contrats à durée déterminée, notamment sur les coûts de résiliation à la date d’échéance et avant. Ensuite, d’autres formes atypiques de contrats à durée déterminée sont examinées, comme les contrats saisonniers et les contrats de projet. Enfin, la portée des informations relatives à la réglementation des contrats d’intérim est élargie pour inclure les contraintes et les coûts associés à la mission et au contrat lui-même, tant du point de vue de l’agence d’intérim (en tant qu’employeur) que de l’entreprise utilisatrice (où l’intérimaire est placé par l’agence).

Ces informations complémentaires contribuent à mieux documenter la manière dont les différentes dispositions légales protègent réellement les travailleurs ou incitent les employeurs à recourir à des types de contrats différents. L’inclusion de règles de résiliation des contrats temporaires est cruciale pour évaluer le coût du dualisme du marché du travail et débattre des options envisageables (voir section 4 ci-dessous). Comme souligné dans OCDE (2013a), l’indicateur synthétique relatif à la réglementation visant les contrats temporaires (EPT ci-après) est fondé sur les informations relatives aux conditions d’utilisation et à la durée maximale des contrats. Il rend donc principalement compte des règles d’embauche, et ne permet pas une totale comparabilité avec les règles relatives aux licenciements dans les contrats à durée indéterminée¹⁷.

Si l’on étoffe les informations disponibles sur la réglementation des contrats non réguliers, il est possible de procéder à une analyse plus nuancée de l’utilisation des différents contrats temporaires, et notamment du travail par intérim, qui s’appuie typiquement sur une relation triangulaire et implique deux dispositifs contractuels. Le premier est le contrat de travail entre l’agence et le travailleur (désigné ci-après sous le nom de « contrat d’intérim ») et est généralement réglementé de la même manière que les autres relations employeur-salarié. Le second est le contrat de prestation de services conclu entre l’agence et l’entreprise utilisatrice (désigné ci-après sous le nom de « mission ») et n’est généralement pas soumis à la réglementation ordinaire sur l’emploi. La réglementation régissant les contrats d’intérim décrits dans cette section complète les informations fournies dans OCDE (2013c) concernant la réglementation régissant le fonctionnement des agences d’intérim, comme les obligations en matière de licence ou de déclaration, ainsi que d’égalité de traitement entre les travailleurs intérimaires et les autres travailleurs exerçant le même emploi au sein de l’entreprise utilisatrice.

Réglementation relative à l’emploi temporaire

Conditions permettant le recours aux contrats temporaires

Le tableau 4.2 présente les conditions dans lesquelles les différents types de contrats temporaires peuvent être utilisés. En ce qui concerne les contrats à durée déterminée classiques (CDD) – définis aux fins du présent chapitre comme des contrats de travail génériques avec une date d’échéance précise (date au format jour, mois, année à laquelle la relation de travail doit se terminer si le contrat n’est pas renouvelé) – il n’existe aucune restriction, ou seulement des restrictions minimales quant au type de travail ou de travailleurs pour lesquels ils sont autorisés dans près des deux tiers des pays de l’OCDE, du moins pour le premier contrat. Dans les pays qui exigent des conditions spécifiques pour recourir aux CDD, la restriction la plus fréquente est une justification fondée sur une « situation objective » ou « matérielle », comme la nature temporaire de la tâche elle-même ou le remplacement de travailleurs en congés. C’est le cas en Turquie, et avec certaines dérogations possibles, en Estonie, en France, en Grèce, au Luxembourg, en Nouvelle-Zélande, en Norvège, au Portugal, en Slovénie et en Espagne. En Finlande, bien que des restrictions s’appliquent en principe, un contrat à durée déterminée peut toujours être conclu dans le cadre d’un accord mutuel. La Finlande, le Luxembourg, la Norvège, le Portugal, la Slovénie et l’Espagne considèrent en outre l’embauche de certains types de travailleurs, comme ceux qui entament une formation, comme un motif légitime de recours au CDD. La plupart des pays de l’OCDE utilisent toutefois des types spécifiques de contrats à durée déterminée lorsque la durée des missions à accomplir est déterminée par des facteurs saisonniers ou par la réalisation d’un projet. Certains pays limitent toutefois le travail saisonnier à des secteurs ou à des professions spécifiques.

Tableau 4.2. Cas où le recours aux contrats de travail non permanents est justifié
| Contrats a durée déterminés standardsa | Contrats saisonniersb | Contrats de projetb | Contrats d'intérim
Allemagne | 1 | 1 | 1 | 1
Australie | 1 | 1 | 1 | 1
Autrichec | 1 | 2 | 1 | 1
Belgique | 1 | 1 | 1 | 2
Canada | 1 | 1 | 1 | 1
Chili | 1 | 2, 3 | 2, 3 | 2
Corée | 1 | 1 | 1 | 2, 3
Danemark | 1 | 1 | 1 | 1
Espagne | 2, 4 | 2 | 2 | 2, 3, 4
Estonie | 2, 3 | 2 | 2 | 2
États-Unis | 1 | 1 | 1 | 1
Finlanded | 1, 2, 4 | 1 | 2 | 1
France | 2, 3 | 2, 3 | 2, 3 | 2
Grèce | 2 | 2 | 2 | 2
Hongrie | 1 | 2, 3 | 1 | 1
Irlande | 1 | 1 | 1 | 1
Israël | 1 | 1 | 1 | 1
Italiee | 1 | 2, 3 | 5 | 2
Japon | 1 | 1 | 1 | 1
Luxembourg | 2, 4 | 3 | 5 | 2, 3
Norvège | 2, 3, 4 | 2 | 5 | 2, 3, 4
Nouvelle-Zélandef | 2 | 2 | 2 | 1
Pays-Bas | 1 | 1 | 1 | 1
Pologne | 1 | 1 | 1 | 2
Portugal | 2, 3, 4 | 2, 3 | 2 | 2
République slovaque | 1 | 2 | 5 | 2
République tchèqued | 1 | 5 | 5 | 1
Slovénieg | 2, 3, 4 | 2 | 2 | 1
Suèdeh | 1 | 1 | 2, 3 | 1
Suisse | 1 | 1 | 1 | 1
Turquie | 2, 3 | 2 | 2 | ..
Royaume Uni | 1 | 1 | 1 | 1

1 = généralement autorisés sans restrictions ou avec des restrictions minimalesa ; 2 = autorisés dans certaines conditions liées à la nature de l’emploi (par exemple missions à court terme, remplacement de travailleurs en congés, etc.)b ; 3 = autorisés dans certains secteurs ou professions ; 4 = autorisés dans certaines conditions liées aux caractéristiques du travailleur (par exemple stagiaires, jeunes, seniors, etc.) ; 5 = autorisés uniquement en dehors de la relation de travailb.

.. Non autorisés.

a. En Autriche, au Danemark et en Hongrie, le premier CDD ne doit pas être nécessairement motivé par des raisons objectives. Toutefois, des restrictions s’appliquent aux renouvellements ou aux nouveaux contrats avec le même employeur. Dans certains pays, des restrictions minimales s’appliquent, comme l’exclusion de certains secteurs du recours au travail par intérim (par exemple le secteur du bâtiment en Allemagne ; les services de transport, les travaux de construction, les services de sécurité, les missions à caractère médical dans les hôpitaux japonais, et les marins aux Pays-Bas).

b. Les contrats saisonniers et de projet sont, par définition, des contrats à court terme et sont justifiés par les caractéristiques de l’activité. La distinction entre les catégories 1 et 2 est donc quelque peu arbitraire et doit être considérée avec circonspection. Dans quelques pays, ces contrats ne sont autorisés que sous la forme de contrats de services spécifiques en dehors d’une relation de travail. Les travailleurs titulaires de ces contrats peuvent être considérés comme des travailleurs non salariés dépendants.

c. En Autriche, les contrats à durée indéterminée avec les agences d’intérim sont généralement autorisés. En revanche, les contrats d’intérim à durée déterminée ne sont autorisés que pour des raisons objectives liées à la nature du travail.

d. En Finlande, à la demande du salarié, le contrat de travail peut toujours être conclu pour une durée déterminée, et il a force obligatoire pour l’employeur et le salarié. La portée du travail par intérim peut être restreinte par les conventions collectives.

e. En Italie, les contrats à durée déterminée ne peuvent excéder 20 % des contrats réguliers, et seules quelques dérogations sont possibles, notamment pour les très petites entreprises.

f. En Nouvelle-Zélande, l’Employment Relations Act (ERA – loi sur les relations professionnelles) dispose que l’employeur doit avoir une raison valable fondée sur des motifs raisonnables pour recourir à l’emploi à durée déterminée. La privation des droits d’un salarié ou la restriction à ces droits, ou l’utilisation des CDD comme période d’essai ne constituent pas des motifs légitimes.

g. En Slovénie, la portée du travail par intérim peut être restreinte par les conventions collectives. Le travail par intérim ne peut excéder 25 % de l’emploi dans l’entreprise utilisatrice, sauf si une convention collective dispose le contraire.

h. En Suède, les entreprises utilisatrices doivent s’entretenir avec les syndicats si elles souhaitent recourir à des travailleurs intérimaires. Les syndicats peuvent interdire le recours au travail par intérim si cela risque d’aller à l’encontre de la législation ou des conventions collectives. Les contrats de projet sans date d’échéance spécifique ne sont autorisés que par quelques conventions collectives.

Source : Questionnaire LPE de l’OCDE 2013 ; et OCDE (2013c), « Detailed Description of Employment Protection Legislation, 2012-2013 », www.oecd.org/els/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142936

Les contrats saisonniers et de projet sont donc des types de CDD spécifiques plutôt que des catégories à part entière de contrats de travail. Dans la plupart des pays de l’OCDE, des salariés peuvent être engagés pour accomplir des missions saisonnières ou dans le cadre d’un projet, la durée du contrat étant définie en fonction de la date d’achèvement de la saison ou du projet¹⁸.

Les contrats d’intérim sont autorisés pour tous les types de travail dans près de la moitié des pays de l’OCDE. Dans tous les autres pays, à l’exception de la Turquie, ces contrats sont autorisés pour des types de travail spécifiques (par exemple pour des raisons objectives) ou dans des secteurs spécifiques, ou un mélange des deux. Par exemple, en Corée, les contrats d’intérim sont autorisés dans 32 professions, ou dans d’autres professions où il existe un besoin temporaire ou intermittent de main-d’œuvre supplémentaire. Il n’y qu’en Turquie que les contrats d’intérim ne sont pas autorisés pour n’importe quel type de travail.

Renouvellements, prolongation et règles de conversion des contrats temporaires

Dans beaucoup de pays, des règles limitent le nombre de renouvellements dont un CDD peut faire l’objet ou le nombre de CDD successifs qui peuvent être exécutés sans interruption par un salarié au sein de la même entreprise¹⁹. Les dispositions peuvent également prévoir un délai minimum entre deux contrats. L’existence d’un tel délai de carence entre les contrats joue un rôle important dans les décisions d’embauche des entreprises, mais elle a également des conséquences importantes pour les travailleurs : bien que de telles dispositions soient typiquement mises en place pour éviter les abus, elles peuvent en réalité engendrer un effet pervers en augmentant l’insécurité de l’emploi perçue par les travailleurs qu’elles visaient initialement à protéger (voir section 3).

Le tableau 4.3 présente les règles régissant la durée et le renouvellement des CDD, ainsi que les conditions dans lesquelles les CDD peuvent être convertis en contrats à durée indéterminée. Seuls trois pays (le Canada, Israël et les États-Unis) ne disposent d’aucune réglementation sur la durée cumulée ou le renouvellement des CDD. Toutefois, dans les pays où la loi ne limite pas le nombre de renouvellements et/ou de contrats successifs, il peut arriver que les tribunaux considèrent qu’une succession de contrats dissimule en réalité un contrat permanent (c’est en particulier le cas en Australie, au Danemark, en Finlande, au Japon, en Nouvelle-Zélande, en Norvège et en Suisse)²⁰. En pareil cas, les conséquences peuvent aller d’une condamnation de l’employeur à verser des dommages et intérêts au salarié à la requalification du CDD en contrat à durée indéterminée. En Belgique, en Irlande et aux Pays-Bas, la durée du premier contrat n’est pas limitée, mais des limites s’appliquent aux contrats suivants.

Tableau 4.3. Durée, renouvellement et conditions de conversion des contrats à durée déterminée (CDD) en contrats permanents
| Nombre maximal de contrats successifs (renouvellements compris) | Durée cumulée maximale des contrats successifs (renouvellements compris) | Délai de carence devant s’écouler entre deux CDD afin qu’ils ne soient pas considérés comme successifs | Conditions (violations des règles) entraînant la conversion d’un CDD en contrat permanent
Allemagne | Quatre | Deux à quatre 4 ans | Trois ans | Violation des limites de durée et de renouvellement des CDD.
Australie | Estimé à 1.5 | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Les tribunaux peuvent considérer le renouvellement continu des CDD comme un moyen de contourner la législation relative au licenciement.
Autriche | Estimé à 1.5 | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Absence de raisons objectives motivant la prolongation du contrat. Continuité de l’emploi après la date d’échéance.
Belgique | Quatre (six avec l’accord de l’inspection du travail). | Pas de limite pour le premier contrat, puis deux ans (trois avec l’accord de l’inspection du travail). | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Violation des restrictions d’utilisation, de durée et de renouvellement des CDD. Absence de contrat écrit (sauf lorsqu’une CC l’autorise). Absence de date d’échéance écrite du CDD.
Canada | Pas de limite | Pas de limite | Non applicable | Habituellement, si l’emploi se poursuit au-delà de la fin du contrat, les dispositions légales relatives au préavis s’appliquent comme pour les travailleurs réguliers. En Colombie-Britannique, c’est le cas uniquement si l’emploi se poursuit pendant au moins trois mois après la fin du contrat.
Chili | Deux | 12 mois (deux ans pour les cadres ou les personnes titulaires d’un diplôme universitaire). | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Violation des limites de durée et de renouvellement des CDD. Délais de carence trop courts.
Corée | Pas de limite | Deux ans | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Le contrat est prolongé au-delà de sa durée maximale. Des renouvellements répétés peuvent être considérés par les tribunaux comme la preuve d’une relation de durée indéterminée.
Danemark | Estimé à 2.5 | 24 mois | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Néant
Espagne | Estimé à trois | 12 à 48 mois | Variable | Violations des limites de renouvellement ou de durée. Poursuite de l’emploi au-delà de la durée maximale ou après disparition de la raison objective motivant le recours au CDD.
Estonie | Deux | Cinq ans pour chaque contrat (ou renouvellement). | Deux mois | Violation des lois ou des CC régissant les CDD, comme un dépassement du nombre maximum de contrats et de la durée autorisée ; continuité de l’emploi après la date d’échéance.
États-Unis | Pas de limite | Pas de limite | Non applicable | Non réglementé
Finlande | Estimé à 2.5 | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Les contrats conclus sans motif légitime pour une durée déterminée à l’initiative de l’employeur sont requalifiés en contrats à durée indéterminée.
France | Estimé à deux | 9 à 24 mois, généralement 18 mois. | Si CDD < deux semaines : 1/2 de la durée du contrat. Si CDD > deux semaines : 1/3 de la durée du contrat. | Violation de toute règle régissant le recours au CDD, y compris le recours pour des raisons non objectives, le dépassement de la durée maximale ou du nombre de renouvellements autorisés, ou le non-respect du délai de carence entre les contrats.
Grèce | Trois | Trois ans | 45 jours | Recours au contrat pour couvrir des besoins permanents ; violation des limites de renouvellement sans raison objective.
Hongrie | Estimé à 2.5 | Cinq ans | Six mois | Néant
Irlande | Pas de limite | Pas de limite pour le premier contrat, ensuite quatre ans. | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Violation des limites de durée ou de renouvellement sans raisons objectives.
Israël | Pas de limite | Pas de limite | Non applicable | Néant
Italie | Six | Trois ans | Aucun | L’emploi est prolongé 30 à 50 jours après la date d’échéance. La durée du contrat dépasse 36 mois.
Japon | Pas de limite | Trois ans pour chaque contrat (ou renouvellement). | Six mois (moitié de la durée du contrat si le CDD est inférieur à un an). | Après plusieurs renouvellements, le salarié est en droit de s’attendre à un renouvellement permanent et l’employeur doit avoir un motif valable pour le refuser.
Luxembourg | Trois | Deux ans | 1/3 de la durée du contrat. | Violations des règles régissant l’usage, la durée et le renouvellement des CDD.
Norvège | Pas de limite | Quatre ans | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Emploi au-delà de la limite maximale. Absence de raisons objectives. Des renouvellements répétés peuvent être considérés par les tribunaux comme la preuve d’une relation de durée indéterminée.
Nouvelle-Zélande | Estimé à quatre | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Absence de motif légitime justifiant le recours au CDD. Absence de préavis écrit quant aux modalités de fin d’emploi. Les tribunaux peuvent estimer qu’un renouvellement continu des CDD constitue un moyen de contourner la législation sur le licenciement.
Pays-Bas | Trois | Pas de limite pour le premier contrat, ensuite trois ans. | Trois mois | Violation des limites de durée et de renouvellement des CDD.
Pologne | Deux | Pas de limite | Un mois | Trois CDD successifs sans interruption d’au moins un mois.
Portugal | Quatre | Deux à trois ans dans la plupart des cas. | 1/3 de la durée du contrat. | Violation des limites de durée ou de renouvellement des contrats. Emploi prolongé de 15 jours après la date d’échéance.
République slovaque | Trois | Deux ans | Six mois | Violations des limites de renouvellement ou de durée. CDD sans date d’échéance déterminée. Absence de contrat écrit.
République tchèque | Trois | Trois ans pour chaque contrat (ou renouvellement). | Trois ans | Violation des limites de durée et de renouvellement des CDD.
Royaume-Uni | Pas de limite | Quatre ans | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte | Emploi au-delà de la durée maximale
Slovénie | Pas de limite | Deux ans | Trois mois | Violation des règles relatives à l’usage, la durée et le renouvellement des CDD. Absence de contrat écrit.
Suède | Pas de limite | Deux ans après une période de cinq ans. | Non applicable | Violation des limites de recours aux CDD ou des limites de durée.
Suisse | Estimé à 1.5 | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Renouvellement automatique du CDD à sa date d’échéance. Des contrats successifs comportent le risque qu’un tribunal déclare le contrat à durée déterminée nul et non avenu.
Turquie | Estimé à 1.5 | Pas de limite | Évaluation au cas par cas de la continuité par les tribunaux en cas de plainte. | Renouvellement sans raison objective sérieuse.
Note : En cas d’évaluation au cas par cas de la légalité de contrats successifs par les tribunaux, le nombre maximal de contrats estimé correspond à une estimation du nombre moyen de contrats autorisés par les tribunaux.
Notes par pays :
Allemagne : Les CDD conclus pour des raisons objectives ne sont pas soumis à des restrictions en termes de durée ou de renouvellement. La durée maximale est de quatre ans pour les nouvelles entreprises ou de cinq ans pour les personnes âgées de 52 ans et plus.
Autriche : Après le premier contrat, le renouvellement doit être motivé par des raisons objectives.
Belgique : Pas de nombre maximal si les CDD peuvent être justifiés par une raison objective (par exemple nature du travail ou autres raisons légitimes). La durée minimale des contrats est de trois mois (six mois si accord de l’Inspection des lois sociales).
Chili : Un travailleur ayant signé plus de deux CDD d’une durée totale de 12 mois sur une période consécutive de 15 mois est réputé être sous contrat permanent. Des dérogations sont accordées pour les emplois dans le domaine des arts et du spectacle et aux footballeurs professionnels.

Danemark : Les renouvellements doivent être fondés sur des raisons objectives. Une période de quelques mois est généralement considérée comme un délai de carence raisonnable. Les tribunaux peuvent considérer que le renouvellement continu des CDD est un moyen de contourner la législation sur le licenciement, mais les indemnisations et les amendes constituent les seuls mécanismes de redressement.

Espagne : Les limites de durée et de renouvellement varient en fonction des raisons motivant les CDD. Généralement, pour une relation de travail d’une durée cumulée de 24 mois sur une période de 30 mois, la relation est considérée comme une relation de durée indéterminée. Les exceptions sont les contrats de formation et les contrats relatifs à une mission ou à un service spécifiques.

Finlande : Il est interdit de recourir à des CDD consécutifs lorsque le nombre ou la durée totale de CDD indique des besoins permanents de main-d’œuvre.

France : Les CDD peuvent être prolongés une fois si cela est prévu dans les termes du contrat ou dans le cadre d’un autre accord entre l’employeur et le salarié. Les prolongations sont autorisées pour des raisons objectives uniquement. La limitation du nombre de contrats successifs ne s’applique pas si les contrats concernent des postes ou des professions différents pour lesquels les CDD constituent une forme d’emploi habituelle.

Grèce : Présomption réfragable de relation de travail de durée indéterminée si le contrat est renouvelé deux fois ou que sa durée totale dépasse trois ans sans motif légitime.

Hongrie : Le renouvellement des CDD doit être motivé par des raisons objectives qui n’ont pas d’impact sur l’organisation de travail et ne doivent pas porter atteinte aux intérêts légitimes du salarié.

Irlande : Le renouvellement des CDD au-delà de quatre ans est autorisé s’il est motivé par des raisons objectives. Si un délai de carence est considéré comme une période de chômage technique plutôt qu’un licenciement, le service est jugé continu par la jurisprudence.

Italie : Si deux contrats séparés sont conclus avec la même entreprise, le délai l’interruption doit atteindre 10 à 20 jours (en fonction de la durée du contrat), sinon le contrat est considéré à durée indéterminée. Cette règle ne s’applique pas aux renouvellements d’un même contrat.

Japon : Des CDD de trois ans maximum sont autorisés sans raisons objectives (cinq ans pour les travailleurs très qualifiés et les personnes âgées de 60 ans et plus). Cette limite s’applique à chaque contrat, et non à la durée cumulée des contrats successifs, qui peut être plus longue. Toute période inférieure à un mois entre deux contrats compte pour un mois entier en ce qui concerne le délai de carence.

Luxembourg : Certaines catégories de travailleurs (enseignants, artistes, interprètes, athlètes, entraîneurs) ne sont soumis à aucune restriction en ce qui concerne le renouvellement des contrats à durée déterminée.

Norvège : Certaines catégories de travailleurs sont exonérées de la limite de quatre ans (par exemple stagiaires, participants au PAMT, sportifs).

Nouvelle-Zélande : Les tribunaux peuvent considérer qu’un CDD ne correspond pas aux critères requis s’il est renouvelé de manière continue. La manière dont il est mis fin à l’emploi peut être précisée par écrit au début de la période d’emploi.

Pays-Bas : Le nombre de renouvellements peut être modifié par une convention collective.

Portugal : Il existe quelques exceptions aux limites de durée et au délai de carence minimum, par exemple pour les travailleurs à la recherche de leur premier emploi.

République slovaque : Le renouvellement du contrat au-delà de la durée maximale autorisée doit être fondé sur des raisons objectives.

République tchèque : Les règles régissant les renouvellements, la durée et le délai de carence peuvent bénéficier d’exceptions lorsque des raisons opérationnelles sérieuses nécessitent de recourir aux CDD (nature du travail, contrat à durée indéterminée constituant une exigence excessive). Dans ce cas, un accord écrit est nécessaire entre l’employeur et les représentants des syndicats ou des salariés.

Slovénie : La limite de deux ans s’applique également aux contrats successifs conclus avec différents travailleurs pour un même poste.

Suède : La durée maximale s’applique individuellement aux différents types de CDD, il est donc possible de combiner les CDD pendant plus de deux ans s’ils visent des objectifs différents. Toutefois, le recours abusif aux CDD n’est pas autorisé. Les conventions collectives prévoient des dérogations à ces restrictions.

Source : Questionnaire LPE de l’OCDE 2013 ; et OCDE (2013c), « Detailed Description of Employment Protection Legislation, 2012-2013 », www.oecd.org/els/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm.

Dans la majorité des pays de l’OCDE, la durée cumulée des CDD est limitée (généralement entre deux et quatre ans), bien que ces restrictions soient susceptibles de s’appliquer uniquement aux CDD conclus sans raisons objectives, comme en Belgique, en République tchèque, en Allemagne et en Irlande. Comme souligné ci-dessus, plusieurs pays imposent un délai de carence entre deux contrats pour qu’ils ne soient pas considérés comme successifs. Ce délai minimum va de deux mois ou moins en Estonie, en Grèce et en Pologne, à trois ans en République tchèque et en Allemagne. En Italie, il n’existe pas de délai de carence, ce qui signifie que la durée cumulée maximale de plusieurs contrats à durée déterminée successifs, même avec des interruptions, ne peut être supérieure à trois ans. Dans environ un tiers des pays de l’OCDE, toutefois, la continuité de la relation de travail entre deux contrats successifs est laissée à l’appréciation des tribunaux, qui prennent des décisions au cas par cas.

Les contrats saisonniers dont l’échéance est fixée à la fin de la saison ou en fonction de la fermeture saisonnière de l’entreprise (plutôt qu’à une date spécifique) sont autorisés dans la plupart des pays de l’OCDE (voir annexe tableau 4.A1.1). En Belgique et en Finlande, le contrat doit indiquer une date d’échéance précise. En Autriche, au Chili, en Hongrie et au Luxembourg, le recours aux contrats saisonniers est limité à quelques secteurs, le plus souvent l’agriculture et les activités touristiques. Plusieurs pays limitent la durée du travail saisonnier : la durée maximale est de dix mois au Luxembourg et de 60 jours par an au Portugal pour le travail saisonnier à court terme. En Hongrie, le travail saisonnier dans le domaine de l’agriculture et du tourisme est limité à 120 jours par an, et 90 jours maximum sont autorisés dans les autres secteurs en vertu des règles de « l’emploi simplifié »²¹. Que le travail saisonnier soit accompli dans le cadre d’un CDD ou d’un contrat saisonnier spécifique, les règles de licenciement sont généralement les mêmes que pour les CDD.

À l’instar du travail saisonnier, les contrats de projet constituent un autre type spécifique de CDD dont la date d’échéance est liée à la réalisation d’un projet ou d’une mission particuliers. En Finlande et en Suède, une date d’échéance précise doit être spécifiée (bien que des conventions collectives permettent de déroger à cette règle en Suède). Dans plusieurs pays, la mission (et les conditions qui indiquent qu’elle a été menée à bien) doit être décrite en détail dans le contrat de travail ou au début de l’emploi. Peu d’autres restrictions s’appliquent à ce type de travail, outre celles qui s’appliquent aux CDD en général. Les quelques exceptions notables sont les contrats de projet, dont la durée doit être comprise entre 18 et 36 mois en France, et est limitée à trois ans en Espagne (et peut être prolongée de 12 mois par convention collective).

Dans le cas du travail par intérim, le nombre de renouvellements et/ou la durée des missions d’intérim au sein de l’entreprise utilisatrice sont soumis à des restrictions dans environ la moitié des pays de l’OCDE (Belgique, Chili, République tchèque, Estonie, France, Allemagne, Grèce, Hongrie, Israël, Italie, Japon, Corée, Luxembourg, Norvège, Pologne, Portugal, Espagne et Suisse) (voir annexe tableau 4.A1.2). Lorsque les contrats d’intérim entre l’agence et ses travailleurs sont à durée déterminée, ils sont généralement soumis aux règles générales relatives à l’utilisation des CDD présentées dans le tableau 4.2. En Suède, toutefois, la convention collective relative aux travailleurs intérimaires du secteur industriel limite la durée des contrats à durée déterminée entre l’agence et le travailleur à 12 mois, ce qui est plus restrictif que pour les CDD normaux.

Les contrats d’intérim à durée indéterminée sont autorisés dans la plupart des pays, sauf en Belgique, au Luxembourg et en Pologne (et en Turquie où les contrats d’intérim sont généralement interdits). En Belgique, les missions et les contrats doivent également être synchronisés (et sont donc temporaires)²². En Autriche et en Norvège, les contrats d’intérim doivent être à durée indéterminée, sauf s’il existe une raison objective de recourir à un CDD. Dans la plupart des pays, où les contrats d’intérim sont à durée indéterminée, les travailleurs doivent être payés par l’agence entre deux missions, bien que la rémunération entre les missions soit inférieure au salaire normal dans certains – notamment en France, en Grèce, en Italie, au Japon, aux Pays-Bas et au Portugal, et pour les travailleurs non couverts par les conventions collectives en Allemagne. Au Canada, au Danemark, en Finlande, en Israël, en Norvège, en Nouvelle-Zélande, en Espagne, au Royaume-Uni et aux États-Unis, il n’existe pas d’obligation explicite de verser des salaires ou des indemnités pour la période comprise entre deux missions consécutives, même si le travailleur est titulaire d’un contrat à durée indéterminée avec l’agence.

Règles de résiliation avant la date d’échéance et à la date d’échéance du contrat

Les différences entre les règles de résiliation régissant les contrats à durée déterminée et indéterminée respectivement se sont singularisées comme un facteur important de dualisme du marché du travail (voir OCDE, 2013a, et ci-dessous). À cet égard, deux types de coûts doivent être envisagés, selon que la résiliation intervient avant la date d’échéance (dans le cas des CDD), et en fonction de « l’équité » de la résiliation. Comme le montre le tableau 4.4, différentes règles s’appliquent pour mettre fin aux CDD avant la date d’échéance et à la date d’échéance du contrat. Dans la plupart des pays, la résiliation des CDD avant la date d’échéance est au moins aussi complexe et coûteuse que la résiliation des contrats à durée indéterminée. Dans certains pays, les coûts de résiliation avant terme peuvent effectivement être plus élevés pour les CDD, afin que les salariés ayant signé ce type de contrats soient mieux protégés que ceux sous contrat permanent pendant toute la durée du contrat, qui peut être courte néanmoins. C’est le cas en Belgique, en Estonie, en Finlande, en France, en Grèce, en Italie, au Japon, au Luxembourg, en Norvège et en Suède, où les motifs permettant de mettre fin à un CDD avant la date d’échéance sont limités – sauf disposition contraire du contrat en Finlande, Norvège et Suède – et où les salaires qui auraient été dus pour la période non échue du contrat, si ce dernier n’avait pas été résilié, doivent être versés que le licenciement soit justifié ou pas (uniquement en cas de licenciement économique en Estonie). Des coûts supplémentaires sont en vigueur dans de nombreux pays pour indemniser la résiliation abusive des CDD avant la date d’échéance²³. À l’inverse, en Australie, la résiliation d’un CDD avant la date d’échéance peut s’avérer en réalité moins coûteuse que le licenciement d’un travailleur régulier, puisque le salarié titulaire d’un contrat à durée déterminée n’a pas le droit à une indemnité de licenciement ou un préavis – bien qu’il puisse être indemnisé s’il s’avère que son licenciement est abusif. Les moindres exigences de notification s’appliquent également en Pologne en cas de résiliation d’un CDD avant sa date d’échéance.

Tableau 4.4. Coûts et difficultés liés au licenciement des travailleurs titulaires de contrats à durée déterminée classiques par rapport à des contrats réguliers
| Difficultés à licenciera | Préavis et indemnités de licenciement | Contraintes de procédureb
| Avant la date d’échéance | À la date d’échéance | Avant la date d’échéance | À la date d’échéance | Avant la date d’échéance | À la date d’échéance
Allemagne | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Australie | Identiques | Aucune | Aucune | Aucun | Identiques | Aucune
Autriche | Identiques, indemnisation pour licenciement abusif : période non échue du contrat. | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Certaines conventions collectives exigent une notification de non-renouvellement.
Belgique | Identiques | Aucune | Les salaires correspondant à la période non échue du contrat doivent être versés à concurrence du double du montant de l’indemnité de licenciement due à un travailleur sous contrat régulier. | Aucun | Identiques | Aucune
Canadad | Généralement identiques, l’indemnisation des licenciements abusifs doit correspondre à la période non échue du contrat (par exemple Alberta). | Aucune | Généralement identiques | Aucun | Généralement identiques | Aucune
Chili | Identiques, l’indemnisation pour licenciement abusif doit correspondre à la période non échue du contrat. | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Identiques
Corée | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Danemark | Identiques, l’indemnisation pour licenciement abusif est versée uniquement aux personnes totalisant plus de 12 mois d’ancienneté. | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Espagne | Identiques | Aucune | Identiques | Indemnités de licenciement : 11 jours par année de service (12 jours en 2015). | Identiques | Aucune
Estonie | Identiques | Aucune | Identiques, cas de licenciement économique, les salaires correspondant à la période non échue du contrat doivent être versés. | Aucun | Identiques | Aucune
États-Unish | En fonction des circonstances | En fonction des circonstances | En fonction des circonstances | En fonction des circonstances | En fonction des circonstances | En fonction des circonstances
Finlande | Le licenciement est autorisé uniquement s’il est prévu dans les termes du contrat, si le contrat a plus de cinq ans ou pour d’autres raisons très restreintes. Dans ces cas, les règles qui s’appliquent sont les mêmes que pour les contrats réguliers. | Aucune | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Un préavis est nécessaire si la date d’échéance du contrat n’est pas définie à l’avance (p. ex. sur la base de la réalisation d’une tâche définie). | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Un préavis est nécessaire si la date d’échéance du contrat est définie à l’avance (par exemple sur la base de la réalisation d’une tâche définie).
Francee | La réalisation n’est possible que dans le cadre d’un d’accord ou pour des motifs restreints, comme la force majeure, une faute grave, un problème de santé ou parce que le salarié a trouvé un emploi permanent. L’indemnisation pour licenciement abusif correspond à la période non échue du contrat. | Aucune | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Prime de précarité égale à 10 % de la rémunération brute totale depuis le début du contrat (6 % dans certaines conventions collectives). | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucune
Grèce | Le licenciement n’est autorisé qu’en cas de motif sérieux sur décision d’un tribunal (par exemple si le salarié est suspecté d’avoir commis une infraction pénale ou d’avoir violé ses obligations légales). | Aucune | Les salaires correspondant à la période non échue du contrat doivent être versés si le licenciement est lié à des motifs autres que des motifs sérieux. | Aucun | Un préavis de licenciement est exigé mais ne doit pas être nécessairement écrit. | Aucune
Hongrie | Identiques. En cas de licenciement non justifié, les salaires correspondant à la période non échue du contrat (un an maximum) doivent être versés. | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Irlande | Identiques | Identiques, sauf disposition expresse dans le contrat. | Identiques | Identiques, sauf exclusion explicite du contrat. | Identiques | Identiques, sauf exclusion explicite du contrat.
Israël | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Italief | Le licenciement n’est autorisé que pour un motif légitime ou en cas de licenciement collectif. Les procédures qui s’appliquent sont les mêmes que pour les salariés réguliers licenciés pour les mêmes motifs. | Aucune | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Même taxe de licenciement mais aucun préavis nécessaire. | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucune
Japon | Le licenciement est autorisé uniquement pour des motifs impératifs. | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Luxembourg | Le licenciement est autorisé uniquement pour des motifs graves comme le décès ou la maladie de l’employeur. Dans ce cas, les procédures qui s’appliquent sont les mêmes que pour les licenciements réguliers. L’indemnisation des licenciements abusifs correspond à la période non échue du contrat. | Aucune | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucun | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucune
Norvège | Le licenciement est autorisé uniquement s’il est prévu au contrat ou dans la convention collective. Le cas échéant, les règles qui s’appliquent sont les mêmes que pour les travailleurs réguliers. | Aucune | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucun | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucune
Nouvelle-Zélande | Identiques | Identiques | Identiques | Identiques | Identiques | Identiques
Pays-Bas | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Pologne | Licenciement avec préavis autorisé si prévu au contrat ; le licenciement sans préavis est soumis aux mêmes règles que pour les travailleurs réguliers. L’indemnisation des licenciements abusifs correspond à la période non échue du contrat et ne peut dépasser trois mois de salaire. | Aucune | Préavis de deux semaines, quelle que soit l’ancienneté (en cas de licenciement avec préavis). | Aucun | Pas de notification au syndicat nécessaire. | Aucune
Portugal | Identiques, l’indemnisation des licenciements abusifs correspond à la période non échue du contrat. | Aucune | Indemnités de licenciement : CDD < six mois : trois jours par mois de service. CDD > six mois : deux jours par mois de service. | 15 jours de préavis nécessaires. | Identiques | 15 jours de préavis nécessaires.
République slovaque | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
République tchèque | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
Royaume-Uni | Identiques | Identiques | Identiques | Mêmes indemnités de licenciement. | Identiques | Identiques
Slovénieg | Identiques | Aucune | Identiques | Mêmes indemnités de licenciement, à quelques exceptions près. | Identiques | Aucune
Suède | Licenciement autorisé uniquement en cas faute grave du salarié (par exemple vol chez l’employeur, violence sur le lieu de travail) sauf si le licenciement est explicitement prévu dans le contrat. | Aucune | Les mêmes qu’en cas de faute grave dans le cas d’un travailleur régulier. | Un mois de préavis par écrit si CDD > 12 mois sur une période de trois ans. | Les mêmes qu’en cas de faute grave dans le cas d’un travailleur régulier | Un préavis écrit adressé au salarié et au syndicat est nécessaire si CDD > 12 mois sur une période de trois ans.
Suisse | Le licenciement est autorisé à tout moment pour un motif légitime, pendant la période d’essai ou s’il est explicitement prévu dans le contrat de travail. | Aucune | Généralement identiques (si le licenciement est autorisé) à ceux des contrats réguliers ; les CDD > dix ans ne peuvent être résiliés qu’avec six mois de préavis. | Aucun | Identiques (si le licenciement est autorisé). | Aucune
Turquie | Identiques | Aucune | Identiques | Aucun | Identiques | Aucune
CDD : Contrat à durée déterminée.

a. Les difficultés à licencier incluent la définition du licenciement justifié et abusif, l’indemnisation et la possibilité de réintégration à la suite d’un licenciement abusif, la longueur du procès et le délai maximal après le licenciement pendant lequel le salarié peut déposer plainte pour licenciement abusif.

b. Les contraintes procédurales incluent les procédures de notification (par exemple préavis de licenciement oral ou écrit) et le délai devant s’écouler avant la période de préavis puisse commencer.

c. En Autriche, l’employeur et le salarié peuvent conclure un accord contractuel sur les conditions et les procédures pour mettre fin à un CDD avant sa date d’échéance.

d. Au Canada, la réglementation varie quelque peu en fonction des provinces. Le tableau présente la situation rencontrée le fréquemment dans quatre grandes provinces : Alberta, Colombie-Britannique, Ontario et Québec.

e. En France, en cas de conversion du contrat en contrat à durée indéterminée, l’employeur peut recevoir une ristourne sur les cotisations de sécurité sociale versées en sus du taux applicable aux travailleurs réguliers.

f. En Italie, si le travailleur a droit aux indemnités de chômage, l’employeur doit verser de sa propre initiative des cotisations égales à 41 % du plafond mensuel des indemnités de chômage à la fin du contrat pour chacune des trois premières années d’ancienneté (ou une fraction de l’ancienneté), que le contrat soit à durée déterminée ou indéterminée. En cas de conversion du contrat en contrat à durée indéterminée, l’employeur peut bénéficier d’une ristourne sur les cotisations d’assurance chômage versées en sus du taux applicable aux travailleurs réguliers.

g. En Slovénie, le taux des cotisations d’assurance chômage patronales est plus élevé pour les CDD que pour les contrats réguliers. Toutefois, si un CDD est converti en contrat à durée indéterminée, l’employeur est exonéré de cotisations d’assurance chômage pendant une période pouvant atteindre deux ans.

h. Aux États-Unis, il n’existe pas de réglementation régissant les affaires contractuelles générales. Si les parties négocient et concluent un contrat de travail, le contrat lui-même doit définir les conditions restreignant le licenciement à la date d’échéance ou avant. Si le travailleur intente un procès pour rupture de contrat, la juridiction à laquelle appartient le tribunal peut avoir sa propre jurisprudence qui servira de précédent pour décider de l’issue de l’affaire. Dans certaines circonstances, les promesses orales et écrites d’un employeur concernant l’ancienneté peuvent créer un contrat implicite en vertu duquel l’employeur ne peut mettre fin à l’emploi sans motif légitime. Seuls certains États des États-Unis reconnaissent l’exception du « contrat implicite » à l’emploi de gré à gré et les États appliquent leur propre jurisprudence. Les décisions de justice concernant les licenciements abusifs sont rendues au cas par cas.

Source : 2013 Questionnaire LPE de l’OCDE 2013 ; et OCDE (2013c), « Detailed Description of Employment Protection Legislation, 2012-2013 », www.oecd.org/els/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm.

Le processus de résiliation des CDD à la date d’échéance est généralement plus simple que le licenciement des travailleurs sous contrat permanent, et son coût est quasiment nul (ou très faible, selon la législation nationale). Dans la majorité des pays de l’OCDE, il n’existe pas de restrictions légales régissant le licenciement en fin du contrat. Au Chili, en Finlande et au Portugal, un préavis de licenciement est requis à la fin du contrat, tout comme pour les travailleurs titulaires de contrats de plus de 12 mois en Suède. En Autriche, un préavis peut être requis par les conventions collectives. En outre, les salariés titulaires de contrats à durée déterminée ont le droit à des indemnités de licenciement prélevées sur leur compte de prévoyance dans les mêmes conditions que les salariés réguliers²⁴. En France, Slovénie et Espagne, les salariés titulaires de contrats à durée déterminée ont le droit à des indemnités de licenciement, bien qu’à un taux réduit en France et en Espagne. En Italie, les employeurs doivent verser une taxe de licenciement sous la forme d’une contribution au premier mois d’indemnités de chômage si le salarié y a droit, qu’il ait conclu un contrat à durée indéterminée ou déterminée.

Outre les États-Unis, où l’emploi de gré à gré prévaut, l’Irlande, la Nouvelle-Zélande et les Royaume-Uni sont les seuls pays où tout ou partie des travailleurs titulaires d’un CDD ont droit à quasiment la même protection juridique contre le licenciement à la fin de la période contractuelle que les travailleurs titulaires de contrats réguliers. En Irlande, les travailleurs sous CDD ont droit aux indemnités de licenciement classiques lorsqu’ils ont occupé un emploi en continu pendant au moins deux ans et qu’ils sont licenciés soit avant la date d’échéance du contrat, soit à cette date. En outre, les règles relatives au licenciement abusif applicables aux travailleurs sous contrat permanent s’appliquent également en cas de résiliation d’un CDD (avant et au moment de la date d’échéance), sauf exclusion spécifique formulée par écrit dans le contrat de travail. En Nouvelle-Zélande, les modalités de fin de contrat (à une date spécifique ou après la réalisation d’une mission ou d’une tâche) doivent être spécifiées par écrit au moment de l’entrée en vigueur du contrat. La résiliation d’un CDD avant ou à la date d’échéance est alors soumise aux mêmes conditions que la résiliation d’un contrat permanent. Au Royaume-Uni, tous les travailleurs sont couverts par les règles applicables en cas de licenciement abusif s’ils ont au moins un an d’ancienneté. Les travailleurs titulaires d’un CDD sont également concernés, qu’ils soient licenciés avant ou à la date d’échéance de leur contrat²⁵. De même, les salariés titulaires d’un CDD ont droit aux indemnités de licenciement au même titre que les salariés réguliers. À l’inverse, ils n’ont pas doit à une période de préavis si leur contrat est résilié à sa date d’échéance.

Des coûts de résiliation élevés peuvent inciter à convertir un CDD en contrat à durée indéterminée, mais ces conversions peuvent également être encouragées par des mesures budgétaires. Par exemple, dans quelques pays, les pouvoirs publics ont récemment opté pour des mécanismes budgétaires associant des désincitations à l’utilisation des CDD et des avantages fiscaux en cas de conversion d’un CDD en contrat à durée déterminée. En Italie, la réforme du marché du travail de 2012 stipule que les employeurs doivent verser des cotisations chômage supérieures de seulement 1.4 % pour les travailleurs embauchés sous CDD²⁶. Toutefois, en cas de conversion du CDD en contrat à durée indéterminée, les cotisations sont remboursées. Des mécanismes similaires ont été mis en œuvre par la suite en France et en Slovénie. En France, en cas de CDD inférieur à trois mois, les employeurs doivent verser un surplus de cotisations à un taux compris entre 4.5 et 7 % du salaire brut (en fonction du contrat). En Slovénie, les cotisations d’assurance chômage des employeurs ont été portées à 3 % du salaire brut pour les CDD par la réforme du marché du travail de 2013, contre 0.06 % sur tous les contrats avant la réforme. Toutefois, si un CDD est converti en contrat à durée indéterminée, l’employeur est alors exonéré des cotisations d’assurance chômage normales pendant une période pouvant atteindre deux ans²⁷. Aucune évaluation de ces mesures n’a été menée pour le moment.

En ce qui concerne les contrats d’intérim, les règles générales relatives à la résiliation des CDD s’appliquent dans la plupart des pays si l’agence souhaite mettre fin au contrat avec le salarié avant la date d’échéance (voir annexe tableau 4.A1.2)²⁸. Par exemple, en France, la résiliation avant la date d’échéance d’un contrat d’intérim à durée déterminée est autorisée uniquement pour des motifs graves. Ainsi, si l’entreprise utilisatrice met fin à la mission, l’agence d’intérim doit réaffecter le salarié ou rémunérer la période non échue du contrat. Dans d’autres pays, toutefois, l’annulation de la mission par l’entreprise utilisatrice est considérée comme un raison justifiée de mettre fin à un contrat d’intérim, en vertu des mêmes règles et procédures s’appliquant aux CDD, si le contrat est à durée déterminée. Par exemple, en Hongrie, la rupture du contrat par l’entreprise utilisatrice peut constituer un motif de résiliation, qui dispense l’agence de son obligation de verser une indemnisation pour absence de justification (voir tableau 4.3).

À l’inverse, peu de réglementations restreignent les possibilités d’annulation de la mission par l’entreprise utilisatrice. Dans la plupart des pays, la réglementation est la même que pour n’importe quel contrat commercial. Ainsi, les motifs légitimes pour mettre fin à un contrat entre l’entreprise utilisatrice et l’agence peuvent être n’importe lequel de ceux figurant dans le contrat entre les deux parties (l’agence et l’entreprise utilisatrice). Par conséquent, en fonction des dispositions figurant dans ces contrats, il peut être beaucoup plus simple pour les entreprises utilisatrices de mettre fin à leur relation avec les travailleurs intérimaires qu’avec leurs salariés réguliers.

Travailleurs non salariés dépendants

Comme nous l’avons indiqué dans la section 1, les travailleurs non salariés dépendants représentent une part non négligeable des travailleurs en situation de subordination. Puisqu’ils ne sont pas salariés, les normes de travail ou les autres mesures protections prévues par le code du travail ne s’appliquent généralement pas. Dans la mesure où les conditions pour mettre fin à une relation commerciale sont beaucoup moins strictes que les conditions de résiliation d’un contrat de travail, cette catégorie de travailleurs est de facto celle qui bénéficie de la moins bonne protection de l’emploi parmi l’ensemble des travailleurs en situation de subordination. En outre, dans les pays où les régimes de sécurité sociale ne sont pas les mêmes pour les salariés et les travailleurs indépendants – en termes de financement, de prestations, ou les deux –, les employeurs de travailleurs non salariés dépendants ne versent généralement pas ou peu de cotisations de sécurité sociale, et ces travailleurs bénéficient de prestations moins généreuses que les salariés. Ces deux faits incitent très fortement les entreprises à recourir à ces types de contrats pour au moins une partie de la main-d’œuvre dont ils ont besoin, ce qui peut expliquer leur part importante dans un certain nombre de pays.

Étant donné la nature particulière des travailleurs non salariés dépendants, quelques pays leur ont transférés certains droits de protection normalement applicables aux salariés par la création de statuts hybrides. Toutefois, dans la plupart des cas, ces extensions de droits concernent uniquement la protection sociale, tandis que la résiliation des contrats demeure strictement régie par le droit commercial. Le Royaume-Uni, l’Italie et la République tchèque comptent parmi les rares exceptions en ce qui concerne le droit du travail (voir Kim, 2014). En particulier, au Royaume-Uni, la catégorie légale des « travailleurs » fait référence à tout individu qui travaille sous contrat pour fournir un service personnel, indépendamment du fait qu’il soit titulaire d’un contrat de travail par ailleurs. Ces « travailleurs » ont droit à une protection contre les discriminations en vertu de l’Equality Act de 2010 – qui implique également un droit à un traitement égal dans des conditions de travail élémentaires. En outre, ils sont couverts par certaines dispositions de la réglementation du travail, notamment celles relatives au temps de travail et au salaire minimum. Toutefois, la protection contre les licenciements abusifs et le droit aux indemnités de licenciement, comme stipulé dans l’Employment Rights Act de 1996, ne couvre pas les travailleurs non salariés dépendants (voir par exemple Eichhorst et al., 2013). En Italie, les « collaborateurs » constituent une catégorie importante de travailleurs non salariés dépendants – il s’agit de travailleurs en situation de subordination employés pour un projet spécifique dans le cadre d’un contrat de services conclu avec un employeur qui est chargé de verser les cotisations de sécurité sociale, bien qu’à un taux réduit. Les règles de résiliation de ces contrats diffèrent de celles des contrats commerciaux et sont très proches de celles applicables aux titulaires de CDD classiques (voir ci-dessus) : sauf en cas de faute, de force majeure ou de manque manifeste de compétences des travailleurs, la résiliation à l’initiative de l’employeur n’est pas possible avant que le projet ne soit complètement achevé (voir encadré 4.3). En République tchèque, un travailleur et un employeur peuvent conclure un accord pour une mission qui ne peut durer plus de 300 heures dans une seule année calendaire. Le code du travail tchèque accorde aux travailleurs titulaires de ces contrats des droits spécifiques (comme des droits à congé maternité et parental) et lorsque qu’une résiliation avant la date d’échéance est possible, le droit à un préavis de 15 jours, sauf dans les cas où une résiliation immédiate est également possible pour les salariés (par exemple faute ou force majeure)²⁹.

Encadré 4.3. Les collaborateurs italiens et la réforme du marché du travail de 2012

La possibilité d’embaucher des travailleurs pour exécuter des tâches spécifiques en vertu d’un contrat de service figure explicitement dans le code civil italien depuis 1942 (voir article 2222). En principe toutefois, le recours à un contrat de services nécessite l’absence de subordination, même lorsque la relation entre l’indépendant et le client est caractérisée par une continuité dans le temps. Étant donné la difficulté à identifier la subordination dans le cadre de relations continues, la réforme de la sécurité sociale de 1995 a introduit, pour une liste étendue de profils professionnels, l’obligation pour le client/employeur de payer une partie des cotisations de sécurité sociale dues par le travailleur au titre de son activité indépendante lorsque la relation entre l’employeur et le travailleur peut être considérée comme une « collaboration continue » (cf. loi 335/1995, article 2, mieux connue sous le nom de « réforme Dini »).

Dans la pratique, la réforme de 1995 reconnaît la possibilité de recourir à des contrats de service pour les relations se caractérisant par un degré restreint de subordination, donnant ainsi naissance à un contrat spécifique de collaboration continue et coordonnée avec son propre régime spécifique de sécurité sociale. Alors que la réforme fixe le taux de cotisations de sécurité sociale à un niveau très bas (10 % de la rémunération brute, dont deux tiers doivent être versés par l’employeur), et que le régime légal a été clarifié, ces contrats se sont multipliés pendant la seconde moitié des années 90 (voir Berton et al., 2005). Initialement, ils étaient autorisés uniquement pour les emplois non manuels, mais cette restriction a été supprimée en 2001.

En 2003, une nouvelle réforme (décret législatif no 276/2003, mieux connu sous le nom de « réforme Biagi ») a réglementé davantage ces contrats en stipulant qu’ils ne pouvaient porter sur des tâches exécutées en temps normal par les salariés de l’entreprise, et qu’ils devaient être liés à un projet spécifié à l’avance ou à un volet de ce projet. Dans la pratique toutefois, l’application de ces règles s’est avérée difficile puisqu’elle permettait aux employeurs de définir le « projet » comme leur principale branche d’activité, l’employeur et le collaborateur contribuant à des parties de ce projet (ministère du Travail et des Politiques sociales, 2012). La réforme du marché du travail de 2012 (loi 92/2012, mieux connue sous le nom de « réforme de Fornero ») a réglé ces problèmes en précisant que le projet doit être autonome et ne peut être simplement réduit à une partie d’un autre projet plus vaste. Plus important en termes de protection de l’emploi, les employeurs peuvent désormais résilier ces contrats avant leur date d’échéance uniquement dans les conditions applicables aux autres contrats à durée déterminée. En fait, tandis que les parties pouvaient définir des clauses permettant aux employeurs de résilier le contrat sans préavis ni indemnités avant la réforme (une possibilité prévue par le code civil), cette pratique est désormais interdite. En outre, les cotisations de sécurité sociale dues au titre des nouveaux contrats de collaboration ont été augmentées, et il est prévu qu’elles soient alignées sur celles de contrats de travail d’ici à 2018.

Globalement, la réforme du marché du travail de 2012 semble avoir rendu beaucoup compliqué le recours aux collaborateurs pour les entreprises. Cette impression semble largement confirmée par les premières données disponibles, ce qui suggère que les entreprises qui embauchent ont moins souvent recours à ce type de contrats (Cappellini et al., 2014). Néanmoins, aucune évaluation rigoureuse n’a encore été publiée.

Dans la pratique toutefois, la principale source de protection de l’emploi des travailleurs non salariés dépendants est fondée sur les instruments juridiques dont les tribunaux disposent pour faire la distinction entre l’emploi indépendant véritable et les utilisations abusives de ce statut masquant des relations impliquant un lien de subordination, et donc une relation de travail³⁰. Toutefois, comme nous l’avons vu dans la section 1, l’existence d’un lien de subordination est difficile à prouver et un large éventail d’instruments juridiques a été élaboré par la plupart des pays de l’OCDE aux fins du contrôle juridictionnel des contrats de services par les tribunaux. Dans les pays de droit civil³¹, la catégorie d’instrument la plus puissante est une présomption légale réfragable de relation de travail dans des circonstances spécifiques. En d’autres termes, si certaines conditions spécifiques sont remplies, l’existence d’un contrat de travail est présumée, et la charge de la preuve de sa non-existence revient à l’employeur. Dans certains pays, cette présomption légale est essentiellement restreinte à des professions particulières, comme les représentants de commerce (par exemple Autriche, Belgique et France). À l’inverse, dans quelques autres pays, le droit du travail établit une présomption légale réfragable de relation de travail dans des conditions très générales. Par exemple, en Grèce et aux Pays-Bas, si une personne effectue une prestation de services régulièrement sur une période suffisamment longue, elle est alors présumée être salariée. Au Mexique, une relation de travail est présumée exister entre un prestataire de service et la personne ou l’organisation qui demande ce service. En Estonie et en Suisse, une relation de travail est présumée exister si les services fournis par le travailleur ne peuvent être raisonnablement obtenus qu’en échange d’un salaire. Dans de nombreux pays de droit civil, le droit du travail cite un certain nombre de conditions, qui, si elles sont satisfaites, établissent une présomption réfragable de subordination de facto nécessitant une requalification du contrat de service en contrat de travail (par exemple Chili, République tchèque, Italie, Pologne, Portugal, République slovaque, Slovénie, Espagne). Dans les pays de droit commun et les pays nordiques – ainsi que quelques autres pays comme l’Allemagne et le Japon – il n’existe pas de présomption légale explicite, mais les tribunaux appliquent invariablement un certain nombre de critères juridiques précis³² et souvent les institutions chargées de faire appliquer la loi publient des directives publiques concernant ces critères afin d’éviter les erreurs de classification due à une simple inattention et décourager les abus délibérés (par exemple en Australie, en Irlande ou dans de nombreux États des États-Unis ; voir OCDE, 2014b pour plus de détails sur la législation de chaque pays)³³.

Comme dans la plupart des cas, le dépôt d’une plainte par le travailleur concerné auprès des tribunaux est l’un des seuls moyens d’éviter la dissimulation d’une relation de travail. Seuls quelques pays ont accordé à leurs autorités du travail le pouvoir de faire respecter le droit du travail à cet égard. Toutefois, ce pouvoir est généralement limité et ne permet pas de former un recours civil ou de saisir un tribunal sans le consentement du travailleur lésé. En Australie, au Chili, en Pologne, en Espagne et aux États-Unis, toutefois, les autorités du travail peuvent intenter un recours en justice au nom des salariés lésés même en l’absence de consentement, notamment dans les cas où des intérêts publics fondamentaux sont en jeu. Plus souvent, les autorités fiscales et de sécurité sociale peuvent imposer directement un taux de cotisations fiscales et sociales à l’employeur en vertu de leur propre appréciation de la relation qui lie l’employeur au salarié, et infliger des amendes ou intenter une action au pénal pour fraude ou abus graves. Toutefois, cela ne signifie pas que l’opinion de l’autorité budgétaire ou de sécurité sociale est nécessairement décisive devant les tribunaux. En réalité, le simple fait qu’une personne soit traitée comme un travailleur indépendant en vertu du code des impôts et de la législation sur la sécurité sociale, par exemple en raison d’une inscription au registre du commerce, n’empêche pas qu’elle puisse être considérée comme salariée par un tribunal. Néanmoins, les certifications produites par les autorités fiscales constituent souvent des preuves importantes devant les tribunaux, notamment lorsqu’elles respectent le droit du travail. Par exemple, en Irlande, toute personne, entreprise ou son représentant peut faire appel au service compétent du ministère de la Protection sociale pour demander une enquête sur une relation de travail afin de s’assurer que la catégorie d’assurance sociale à laquelle appartient un travailleur est la bonne, et de décider si le travailleur a le statut de salarié ou d’indépendant. Après étude de la nature de l’emploi, et sur la base des principes juridiques définis par la jurisprudence, le Département des affaires sociales et familiales peut rendre une décision écrite, qui bien qu’elle ne soit décisive qu’à des fins de protection sociale, donne néanmoins une indication sur le statut professionnel. De même, aux Pays-Bas, le travailleur peut demander une Déclaration de statut de travailleur indépendant aux autorités fiscales, ce qui nécessite de déterminer si l’activité du travailleur peut être considérée comme celles d’un indépendant ou d’un salarié au sens du code civil néerlandais. Au Danemark, le fait qu’un travailleur soit considéré comme salarié par les autorités fiscales ou de sécurité sociale donne lieu à une sorte de présomption réfragable d’une relation de travail dans une procédure civile (voir OCDE, 2014b ; et Kim, 2014, pour plus de détails).

3. De la protection à la sécurité : analyse des différences entre contrats en termes de sécurité de l’emploi

La section précédente a principalement démontré que les règles juridiques qui régissent la cessation d’emploi diffèrent fortement entre travailleurs réguliers et travailleurs non réguliers. Faut-il pour autant en déduire que les emplois réguliers sont effectivement plus précaires, comme les différences de réglementation le laissent penser ? Et dans quelle mesure l’emploi non régulier ne correspond-il qu’à une phase transitoire dans la carrière d’un travailleur, par exemple au premier contact des primo-demandeurs d’emploi avec le marché du travail ? Telles sont les questions examinées dans cette section.

Lien entre sécurité de l’emploi et type de contrat

L’une des méthodes qui peut être employée pour analyser les différences entre contrats sur le plan de la sécurité de l’emploi consiste à examiner le risque de chômage. Ainsi, dans une récente étude (OCDE, 2014a), l’OCDE a estimé l’effet de la nature du contrat de travail sur la probabilité de passer en un an de l’emploi au chômage dans un échantillon de 17 pays de l’OCDE à l’aide d’un modèle probit dynamique et en tenant compte des effets de nombreuses covariables et de l’hétérogénéité non observée³⁴. Les résultats, présentés dans la partie A du graphique 4.9, montrent que dans environ les deux tiers des pays pour lesquels des données comparables sont disponibles, la probabilité d’être au chômage un an plus tard est nettement plus forte parmi les travailleurs non réguliers que parmi les salariés permanents employés à plein-temps. Les différences estimées sont souvent importantes : elles sont supérieures à 2 % dans environ la moitié des pays, ce qui est réellement élevé comparativement au taux de passage moyen parmi l’ensemble des salariés (tous types de contrats confondus), en général relativement faible – compris entre 0.9 % aux Pays-Bas et 6.6 % en Espagne. Une tendance similaire est observée s’agissant du taux de passage à l’inactivité, estimé à l’aide de la même méthode (graphique 4.9, partie B). Dans environ la moitié des pays pour lesquels des données comparables existent, la probabilité d’être inactif un an plus tard est nettement plus forte pour les travailleurs non réguliers que pour les salariés réguliers à plein-temps.

Graphique 4.9. Effets du type de contrat sur la probabilité de passer, en un an, de l’emploi au chômage ou à l’inactivité

Différence estimée entre travailleurs non réguliers et travailleurs permanents,

Note : La partie A du graphique présente la différence, en points de pourcentage, entre travailleurs non réguliers et salariés réguliers à plein-temps en ce qui concerne la probabilité d’être au chômage un an plus tard. La partie B présente la différence, en points de pourcentage, entre travailleurs non réguliers et salariés réguliers à plein-temps en ce qui concerne la probabilité d’être inactif un an plus tard. Les estimations ont été obtenues à l’aide d’un modèle probit à effets aléatoires, avec prise en compte des effets de six situations dans l’emploi initiales (emploi permanent à temps plein, emploi permanent à temps partiel, emploi non régulier, chômage, inactivité et activité indépendante), du revenu du ménage, et introduction de variables indicatrices pour trois tranches d’âge, trois niveaux d’instruction, le statut matrimonial, la présence d’enfants de moins de 13 ans et l’existence de problèmes de santé, auxquelles s’ajoutent des variables indicatrices temporelle et régionale. Les travailleurs occasionnels sont classés parmi les travailleurs non réguliers.

***, **, * : significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement – sur la base d’erreurs-types robustes.

Source : OCDE (2014), Job, Wages and Inequality, Éditions OCDE, Paris, à paraître, d’après les données de la British Household Panel Survey (BHPS) 1992-2008 pour le Royaume-Uni, du German Socio-Economic Panel (GSOEP) pour l’Allemagne, des statistiques de l’Union européenne sur les revenus et les conditions de vie (EU-SILC) 2004-09 pour les autres pays de l’Union européenne, de la Household, Income and Labour Dynamics (HILDA) 2001-09 pour l’Australie et du Korean Labour and Income Panel (KLIPS) 1999-2008 pour la Corée.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142683

Pour évaluer de manière plus complète les différences entre types de contrats en matière sécurité de l’emploi, il faut examiner, non seulement le risque de chômage mais aussi la durée de l’épisode de chômage consécutif à la cessation du contrat et la perte de revenu subie durant cet épisode. Cette méthode est employée dans le chapitre 3. Les principaux résultats qu’elle permet d’obtenir sont globalement conformes à ceux présentés par le graphique 4.9 ci-dessus, confirmant que les travailleurs non réguliers se trouvent généralement dans une situation plus précaire. Même si l’épisode de chômage est souvent plus court pour les travailleurs au chômage au terme d’un contrat temporaire que pour les travailleurs permanents licenciés, la probabilité de perte d’emploi est beaucoup plus forte parmi les travailleurs temporaires. De ce fait, ces derniers peuvent s’attendre à une durée de chômage cumulée beaucoup plus longue que les salariés permanents.

Il est également possible, pour évaluer ces différences, d’apprécier la manière dont les travailleurs titulaires de différents types de contrats perçoivent leur situation en termes de sécurité de l’emploi. À l’évidence, les données obtenues selon cette méthode doivent être interprétées avec prudence, la perception étant une évaluation subjective susceptible d’être influencée par des caractéristiques culturelles et individuelles et ne reflétant pas nécessairement les différences réelles. De surcroît, il n’est pas exclu que les travailleurs choisissent le type de contrat en fonction de leurs préférences, ce qui peut fausser les comparaisons entre types de contrats. Cependant, en l’occurrence, les différences de sécurité de l’emploi perçue en fonction du type de contrat sont vraisemblablement sous-estimées, les individus les moins réfractaires au risque étant susceptibles d’opter pour des contrats précaires. En tout état de cause, il a en général été constaté que les évaluations subjectives donnaient une très bonne indication des situations réelles, ce qui laisse penser qu’elles permettent d’obtenir des données valides en complément des informations sur les situations réelles³⁵ (voir, par exemple, Clark et al., 2005 ; Clark et Postel-Vinay, 2009 ; et le chapitre 3 pour une réflexion plus approfondie). Le principal avantage de cette méthode tient au fait qu’elle permet d’apprécier les différences de sécurité de l’emploi perçue selon le type de contrat à partir des données de la vague 2010 de l’enquête EWCS, qui – comme souligné plus haut – permet de distinguer les travailleurs non salariés dépendants, les travailleurs par intérim et les autres travailleurs titulaires d’un contrat à durée déterminée.

Le graphique 4.10 examine trois indicateurs de la sécurité de l’emploi subjective en fonction du type de contrat : le risque perçu de perte d’emploi ; la probabilité perçue de retrouver un poste en cas de perte d’emploi ; le risque perçu de perte d’emploi coûteuse. Sont considérés comme ayant un risque perçu de perte d’emploi élevé les travailleurs qui se disent d’accord ou tout à fait d’accord avec l’affirmation selon laquelle ils pourraient perdre leur emploi dans les six mois suivant l’enquête ; sont considérés comme ayant une faible probabilité perçue de retrouver un emploi les travailleurs qui disent ne pas être d’accord ou n’être pas du tout d’accord avec l’idée selon laquelle en cas de perte d’emploi, ils retrouveraient facilement un poste offrant un salaire similaire ; enfin, le risque perçu de perte d’emploi coûteuse est considéré comme élevé lorsque les travailleurs cumulent risque perçu de perte d’emploi élevé et faible probabilité perçue de retrouver un emploi. Pour que l’analyse des évaluations subjectives soit plus informative, on a effectué la comparaison entre les différents types de contrats en tenant compte des effets pays et de diverses caractéristiques observables susceptibles de s’expliquer par des facteurs individuels et culturels³⁶. En moyenne, environ 19 % des salariés réguliers estiment être exposés à un risque de perte d’emploi élevé (graphique 4.10, partie A). Les travailleurs titulaires d’un contrat à durée déterminée classique ou d’un contrat d’intérim sont beaucoup plus susceptibles que les autres d’avoir un sentiment d’insécurité quant à leur emploi – 38 % et 52 % respectivement. Ce pourcentage élevé de travailleurs intérimaires éprouvant un sentiment d’insécurité quant à leur emploi s’explique très probablement par la durée généralement courte des missions d’intérim. Quant aux non salariés dépendants, étonnamment, ils ne sont que 23 % à penser qu’ils pourraient perdre leur emploi dans les six prochains mois. Il est permis d’en déduire que la volonté de contourner la législation sur la protection de l’emploi (LPE) n’est probablement pas la principale raison qui incite à faire appel à ce type de contrat, ce choix étant sans doute davantage en rapport avec le fait que le coin fiscal associé à ces contrats est plus faible.

Graphique 4.10. Perceptions de l’insécurité de l’emploi selon le type de contrat

En pourcentage des travailleurs au sein de chaque catégorie, 2010

Note : La partie A présente une estimation du pourcentage de travailleurs qui, au sein de chaque catégorie, se disent d’accord ou tout à fait d’accord avec l’affirmation selon laquelle ils pourraient perdre leur emploi dans les six mois suivant l’enquête. La partie B présente une estimation du pourcentage de travailleurs qui, au sein de chaque catégorie, disent ne pas être d’accord ou n’être pas du tout d’accord avec l’idée selon laquelle en cas de perte d’emploi, ils retrouveraient facilement un poste offrant un salaire similaire. La partie C présente le pourcentage estimé de travailleurs disant être d’accord ou tout à fait d’accord avec l’affirmation selon laquelle ils pourraient perdre leur emploi dans les six prochains mois mais ne pas être d’accord ou n’être pas du tout d’accord avec l’idée qu’ils retrouveront un poste leur offrant un salaire similaire. Les taux indiqués pour les travailleurs permanents correspondent à des moyennes des réponses brutes. Au sein de chaque catégorie de contrat, la différence par rapport aux contrats permanents a été estimée à l’aide d’un modèle de probabilité linéaire comprenant des variables indicatrices pour le sexe, le pays, 9 tranches d’âge, 3 niveaux d’instruction, 9 professions, 21 secteurs d’activité, 9 durées d’ancienneté, 9 tailles de l’entreprise et une variable indiquant qu’il y a eu un épisode de chômage avant l’épisode en cours. La différence estimée a ensuite été ajoutée à la moyenne obtenue pour les travailleurs permanents. Les travailleurs justifiant de plus de huit années d’ancienneté ont été exclus de l’échantillon.

Source : Estimations calculées par l’OCDE sur la base d’Eurofound (2010), « Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail (EWCS) », www.eurofound.europa.eu/working/surveys/.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142690

Comme souligné plus haut (et dans le chapitre 3), la probabilité de perte d’emploi ne constitue qu’une des multiples dimensions de la précarité de l’emploi. Le délai dans lequel il est possible de retrouver un emploi et les conditions d’emploi du nouveau poste doivent également être pris en compte dans l’évaluation de la sécurité de l’emploi. À noter que la perception qu’ont les travailleurs de leurs chances de retrouver un emploi équivalent est similaire pour tous les types de contrats, la perception des salariés permanents n’étant que légèrement plus positive (graphique 4.10, partie B). Ainsi quelque 60 % de ces salariés indiquent ne pas être d’accord ou n’être pas du tout d’accord avec l’affirmation selon laquelle s’ils perdaient leur emploi, ils en retrouveraient rapidement un autre offrant un salaire similaire, contre 67 % à 72 % des titulaires d’un contrat à durée déterminée, des travailleurs intérimaires et des travailleurs non salariés dépendants . Regrouper ces deux informations permet d’obtenir une indication approximative de la perception globale de la précarité de l’emploi. La partie C du graphique 4.10 révèle que seulement 13 % des travailleurs permanents ont le sentiment d’être exposés à un risque élevé de perte d’emploi coûteuse, contre 18 % des travailleurs non salaríes dépendants, 28 % des titulaires d’un contrat à durée déterminée et 39 % des travailleurs intérimaires.

D’après les études empiriques, une LPE stricte visant les travailleurs réguliers va de pair avec une plus forte rotation des emplois temporaires (voir ci-après). De ce fait, il a été avancé que des règles de licenciement restrictives entraînent également une moindre sécurité de l’emploi pour les travailleurs temporaires parce que lorsqu’il est difficile de procéder à des ajustements d’effectifs parmi les travailleurs permanents, les contrats temporaires sont utilisés pour amortir les fluctuations économiques. Par conséquent, quand les règles applicables aux licenciements sont plus restrictives, les pertes d’emploi sont plus fréquentes et les épisodes de chômage plus longs parmi les travailleurs temporaires. En revanche, les effets des règles relatives à l’embauche ont été beaucoup moins étudiés. Le graphique 4.11 présente les effets des deux types de règles. Les pays ont été répartis dans quatre groupes, selon qu’ils se situent en deçà ou au-delà de la moyenne, calculée pour les pays de l’échantillon, des indices de la LPE définis par l’OCDE pour le licenciement individuel et collectif des travailleurs titulaires de contrats réguliers (indice EPRC) et pour la durée des contrats temporaires et les activités pour lesquelles ils peuvent être utilisés (indice EPT). On a ensuite estimé, au sein de chaque groupe de pays, dans quelle mesure la probabilité de se sentir exposé à un risque élevé de perte d’emploi et à un risque élevé de perte d’emploi coûteuse variait selon le type de contrat, en faisant appel au même modèle que celui employé pour le graphique 4.10, afin de tenir compte des effets des caractéristiques culturelles et individuelles révélées par les perceptions des travailleurs réguliers qui vivent dans un pays donné et présentent des caractéristiques données³⁷.

Graphique 4.11. Perception de l’insécurité de l’emploi par les travailleurs réguliers de pays où la LPE est forte et de pays où elle est faible

Effet estimé, en points de pourcentage, de la qualité de travailleur non régulier sur la probabilité de se sentir en insécurité sur le plan de l’emploi, par groupe de pays, 2010

Note : La partie A présente l’effet estimé, en points de pourcentage, de la qualité de titulaire d’un contrat temporaire sur la probabilité de se sentir exposé à un risque élevé de perte d’emploi. La partie B présente l’effet estimé, en points de pourcentage, de la qualité de travailleur non salarié dépendant sur la probabilité de se sentir exposé à un risque élevé de perte d’emploi. La partie C présente l’effet estimé, en points de pourcentage, de la qualité de titulaire d’un contrat temporaire sur la probabilité de se sentir exposé à un risque élevé de perte d’emploi coûteuse. La partie D présente l’effet estimé, en points de pourcentage, de la qualité de travailleur non salarié dépendant sur la probabilité de se sentir exposé à un risque élevé de perte d’emploi coûteuse. Pour le calcul de ces effets, les probabilités obtenues pour les travailleurs réguliers ont été retenues comme base de comparaison. Sont considérés comme percevant un risque de perte d’emploi élevé les travailleurs qui se disent d’accord ou tout à fait d’accord avec l’affirmation selon laquelle ils pourraient perdre leur emploi dans les six mois suivant l’enquête. Sont considérés comme percevant un risque élevé de perte d’emploi coûteuse les travailleurs qui disent être d’accord ou tout à fait d’accord avec l’affirmation selon laquelle ils pourraient perdre leur emploi dans les six prochains mois mais ne pas être d’accord ou n’être pas du tout d’accord avec l’idée qu’ils retrouveront un poste leur offrant un salaire similaire. Pour chaque catégorie de contrat, la différence par rapport aux contrats permanents a été estimée à l’aide d’un modèle de probabilité linéaire comprenant des variables indicatrices pour le sexe, le pays, 9 tranches d’âge, 3 niveaux d’instruction, 9 professions, 21 secteurs d’activité, 9 durées d’ancienneté, 9 tailles de l’entreprise et une variable indiquant qu’il y a eu un épisode de chômage avant l’épisode en cours. La différence estimée a ensuite été ajoutée à la moyenne obtenue pour les travailleurs permanents. Les travailleurs justifiant de plus de huit années d’ancienneté ont été exclus de l’échantillon Un indice EPRC élevé (faible) correspond aux pays qui, en 2010, se situaient au-delà (en deçà) de l’indice moyen de rigueur de la LPE en matière de licenciement individuel ou collectif de salariés réguliers. Un indice EPT élevé (faible) correspond aux pays qui, en 2010, se situaient au-delà (en deçà) de l’indice moyen de rigueur de la LPE relative à la durée des contrats temporaires et aux activités pour lesquelles ils peuvent être utilisés. EPRC élevé/EPT élevé : Belgique, France, Grèce, Italie, Luxembourg, Portugal, Slovénie et Espagne ; EPRC élevé/EPT faible : République tchèque, Allemagne, Pays-Bas et République slovaque ; EPRC faible/EPT élevé : Estonie, Norvège, Pologne et Turquie ; EPRC faible/EPT faible : Autriche, Danemark, Finlande, Irlande, Hongrie, Suède et Royaume-Uni. Les travailleurs qui ont plus de huit ans d’ancienneté ont été exclus de l’échantillon. Les erreurs-types ont été corrigées par regroupement au niveau des pays par type de contrat.

***, **, * : significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

LPE : législation sur la protection de l’emploi ; EPRC : rigueur de la protection de l’emploi en matière de licenciement individuel et collectif (contrats réguliers) ; EPT : rigueur de la protection de l’emploi visant les contrats temporaires.

Source : Estimations calculées par l’OCDE sur la base d’Eurofound (2010), « Cinquième enquête européenne sur les conditions de travail (EWCS) », www.eurofound.europa.eu/working/surveys/.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142704

S’agissant des travailleurs non salariés dépendants, le graphique 4.11 tend à confirmer que plus la réglementation relative aux contrats permanents est rigide, plus la différence entre le degré de sécurité perçu par les travailleurs non salariés dépendants et celui perçu par les travailleurs permanents est grande, en particulier lorsque l’on tient également compte de la perception de la difficulté à retrouver un emploi – en d’autres termes lorsque l’on mesure l’insécurité de l’emploi à partir du risque perçu de subir une perte d’emploi coûteuse³⁸. Néanmoins, dans tous les cas, quelle que soit la configuration des indices de la LPE, les travailleurs non salariés dépendants se sentent plus en sécurité dans leur emploi que les travailleurs temporaires. Il est donc permis d’en déduire que dans les pays qui appliquent des règles de licenciement restrictives aux contrats réguliers, les travailleurs non salariés dépendants sont peut-être utilisés comme variable d’ajustement par les entreprises, mais moins que les travailleurs temporaires. En d’autres termes, selon toute probabilité, la volonté de contourner la LPE n’est une raison importante de recours aux contrats de sous-traitance que dans les pays ou la LPE est restrictive et d’autres raisons jouent également un rôle. Cette hypothèse est confirmée par le fait que les éléments, évoqués dans la section 1, qui révèlent une certaine substituabilité entre travailleurs temporaires et travailleurs non salariés dépendants semblent plus probants lorsque l’analyse est limitée aux pays qui ont un indice EPRC (réglementation relative aux travailleurs permanents) supérieur à la moyenne. De fait, le coefficient de corrélation entre la fréquence du travail temporaire et la fréquence du travail indépendant exercé dans le cadre d’une situation de subordination (tableau 4.1 et graphique 4.1) obtenu pour ce groupe de pays atteint -0.54 (si l’on exclut le Luxembourg). Ce résultat laisse penser que dans les pays ou la LPE visant les travailleurs réguliers est restrictive, les contrats de sous-traitance et les contrats à durée déterminée sont utilisés comme des instruments de flexibilité.

Dans le cas des travailleurs temporaires, le degré de sécurité de l’emploi perçue dépend non seulement de la rigueur de la LPE visant les contrats réguliers, mais aussi et surtout de la rigueur des règles relatives à la durée des contrats temporaires et aux activités pour lesquelles ils peuvent être utilisés³⁹. Plus précisément, alors que comparativement aux travailleurs réguliers, les travailleurs temporaires ont une probabilité de percevoir un risque élevé de perte d’emploi supérieure de 13 points de pourcentage dans les pays où les indices EPRC et EPT sont l’un et l’autre inférieur à la moyenne, cette différence n’est que légèrement plus grande (16 points de pourcentage) dans les pays qui affichent un indice EPRC supérieur à la moyenne mais un indice EPT inférieur à la moyenne. À l’inverse, cette probabilité est supérieure de 20 points de pourcentage dans les pays qui affichent un indice EPRC inférieur à la moyenne mais un indice EPT supérieur à la moyenne, et de 25 points de pourcentage lorsque les deux indices sont supérieurs à la moyenne. Ces différences estimées sont non négligeables comparativement à la proportion de travailleurs permanents qui ont le sentiment d’être exposés à un risque de perte d’emploi élevé (voir le graphique 4.10)⁴⁰. Ces constatations sont confirmées par des estimations économétriques obtenues en introduisant un terme d’interaction entre les indicateurs quantitatifs de la LPE et des variables indicatrices du type de contrat⁴¹ (voir OCDE, 2014b)⁴².

Au contraire, les deux types de réglementation ont la même incidence sur le risque de perte d’emploi coûteuse perçu par les travailleurs temporaires. Ainsi, les travailleurs temporaires ont une probabilité de percevoir un risque élevé de perte d’emploi coûteuse supérieure de 12 points de pourcentage à celle des travailleurs réguliers dans les pays où les indices EPRC et EPT sont l’un et l’autre inférieurs à la moyenne ; cette probabilité est supérieure de 17 points de pourcentage dans les pays où l’indice EPRC est supérieur à la moyenne et l’indice EPT inférieur à la moyenne, de 15 points de pourcentage dans les pays où l’indice EPRC est inférieur à la moyenne et l’indice EPT supérieur à la moyenne et de 19 points de pourcentage dans les pays où les deux indices sont supérieurs à la moyenne⁴³.

Il n’est probablement pas surprenant que la législation relative aux contrats réguliers joue un rôle plus important dans la sécurité de l’emploi quand on tient compte de la probabilité de retrouver un emploi, ce résultat s’expliquant par le fait qu’une réglementation restrictive est défavorable à toute forme d’embauche. Il peut en revanche sembler plus étonnant que les règles relatives aux contrats temporaires jouent un rôle important dans la perception du risque de perdre son emploi dans les six mois suivant la date de l’enquête. Cependant, les règles qui limitent la durée des contrats temporaires – en raccourcissant leur durée maximale et/ou en rendant les renouvellements difficiles – réduisent inévitablement la durée de la période d’emploi des travailleurs temporaires dont le contrat n’est pas converti en contrat à durée indéterminée. Il s’ensuit que si ces règles permettent certes de limiter le recours à ces contrats conformément à leur objectif – et peut-être, dans certains cas, d’augmenter le nombre de conversions de contrats –, elles peuvent aussi avoir pour effet d’accroître l’insécurité de l’emploi pour les travailleurs temporaires qui ont peu de chances de voir leur contrat converti. Cette hypothèse semble confirmée par des estimations économétriques obtenues en introduisant un terme d’interaction entre les indicateurs quantitatifs de la LPE et des variables indicatrices du type de contrat (voir OCDE, 2014b). En effet, lorsque l’on construit deux indices EPT différents (l’un portant sur la durée/le renouvellement des contrats et l’autre sur d’autres aspects de la réglementation⁴⁴), le seul indicateur significatif concernant la perception du risque de perte d’emploi par les titulaires de contrats à durée déterminée est celui qui porte sur les règles relatives à la durée des contrats.

À l’évidence, cette moindre sécurité de l’emploi perçue par les travailleurs non réguliers pourrait s’expliquer par des différences de préférences, les individus les moins réfractaires au risque optant pour des emplois temporaires si ceux-ci sont mieux rémunérés⁴⁵. Certaines données montrent en effet que les travailleurs sont prêts à accepter une rémunération plus faible contre une plus grande sécurité de l’emploi. Ainsi, Böckermann et al. (2011) montrent que les entreprises finlandaises où la rotation du personnel est la plus forte versent également des rémunérations plus élevées, mais ils ne constatent pas d’effet inconditionnel de la rotation du personnel sur la satisfaction dans l’emploi⁴⁶. De même, Bassanini et al. (2013) montrent que l’écart de rémunération observé en France entre les entreprises familiales et non familiales peut être intégralement expliqué par la plus faible propension des entreprises familiales à licencier leurs salariés. Dans le cas des travailleurs temporaires, certaines études montrent qu’ils peuvent bénéficier d’une petite prime salariale lorsqu’ils exercent certains métiers très spécifiques (infirmier, programmeur informatique et, de manière générale, métiers très bien rémunérés ; voir, par exemple, Theodore et Peck, 2013 ; Bosio, 2014) ou appartiennent à des catégories particulières (jeunes travailleurs en début de carrière ; voir, par exemple, Böheim et Cardoso, 2009). Toutefois, de manière plus générale, les données montrent plutôt que les travailleurs temporaires subissent une pénalité salariale ou, à tout le moins, ne bénéficient d’aucune prime salariale (voir OCDE, 2014a pour d’autres références). Le graphique 4.12 présente des estimations à effets fixes de l’écart de rémunération entre les salariés réguliers et non réguliers à plein-temps. Ces estimations corroborent les constatations des études précitées, à savoir que dans les deux tiers des 15 pays pour lesquels des données sont disponibles, le fait d’être titulaire d’un contrat non régulier va de pair avec une pénalité salariale non négligeable pour les hommes employés à plein-temps, pour les femmes à plein-temps et pour ces deux catégories confondues. Le salaire des hommes et des femmes titulaires d’un contrat non régulier n’est pas inférieur à celui de leurs homologues titulaires d’un contrat régulier dans deux pays seulement (Australie et Hongrie). Globalement, rien n’indique que la précarité plus grande à laquelle sont confrontés les travailleurs non réguliers soit compensée par une rémunération plus élevée.

Graphique 4.12. Pénalité salariale subie par les travailleurs non réguliers

Différence de salaire estimée entre les salariés non réguliers et permanents à plein-temps

Note : Le graphique présente la différence de salaire horaire estimée entre salariés non réguliers et permanents exerçant à plein-temps, exprimée en pourcentage du salaire des salariés réguliers à plein-temps. Ces estimations ont été obtenues au moyen d’un modèle linéaire à effets fixes du logarithme du salaire horaire incluant également des variables indicatrices pour cinq tranches d’âge, trois niveaux d’instruction, le statut matrimonial, la présence d’enfants de moins de 13 ans et l’existence de problèmes de santé, auxquelles s’ajoutent des variables indicatrices temporelle et régionale. Les travailleurs occasionnels sont classés parmi les travailleurs non réguliers.

***, **, * : significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

Source : OCDE (2014), Job, Wages and Inequality, Éditions OCDE, Paris, à paraître, d’après les données de la British Household Panel Survey (BHPS) 1992-2008 pour le Royaume-Uni, du German Socio-Economic Panel (GSOEP) pour l’Allemagne, des statistiques de l’Union européenne sur les revenus et les conditions de vie (EU-SILC) 2004-09 pour les autres pays de l’Union européenne et de la Household, Income and Labour Dynamics (HILDA) 2001-09 pour l’Australie.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142713

L’emploi temporaire est-il un « tremplin » ou un « piège » ?

Les différences constatées dans la partie précédente laissent penser qu’en moyenne, les emplois non réguliers sont pénalisants en termes de sécurité de l’emploi et de rémunération, même si la situation est variable selon les pays et les types de contrats. Il est donc important d’analyser la dynamique des carrières individuelles et d’évaluer si ces effets pénalisants persistent dans le temps (en analysant la situation tout au long de l’existence) et si les emplois non réguliers ont des effets stigmatisants.

L’une des principales questions à laquelle tentent de répondre les travaux sur la dynamique des carrières comprenant un passage par l’emploi temporaire porte sur le point de savoir si les emplois temporaires sont des « tremplins » vers un emploi plus stable. En d’autres termes, en acceptant un emploi temporaire, un chômeur, en particulier un jeune chômeur sans expérience, augmente-t-il ses chances de trouver un emploi stable ? Ou aurait-il plutôt intérêt à rester au chômage et à continuer ses recherches pour trouver directement un emploi permanent ? Autrement dit, l’acceptation d’une offre d’emploi temporaire condamne-t-elle les individus à travailler dans le cadre de formes non régulières d’emploi, transformant ainsi les contrats temporaires en un « piège » ? D’un côté, rompre rapidement avec le chômage grâce à un emploi temporaire permet aux travailleurs d’acquérir de l’expérience professionnelle, d’accéder à des réseaux informels et d’améliorer leur capital humain – ou, à tout le moins, d’éviter qu’il ne se dégrade. De surcroît, comme le laissent penser Cockx et Picchio (2012), il est également possible qu’en acceptant un emploi de courte durée, un travailleur apporte la preuve de sa motivation. Par ailleurs, en occupant des emplois temporaires à plusieurs reprises, les travailleurs acquièrent peut-être des expériences multiples, ce qui leur donne plus de chances de trouver, par la suite, un emploi plus stable et correspondant mieux à leur profil. D’un autre côté, accepter un emploi temporaire peut empêcher les travailleurs d’effectuer des démarches pour rechercher un poste plus stable et retarder ainsi l’accès à un emploi permanent. En outre, un travailleur qui accepte un emploi de courte durée risque d’indiquer ainsi qu’il manque d’ambition ou a moins de compétences productives que les autres. À cela s’ajoute que les périodes de travail accomplies dans le cadre d’un contrat temporaire sont plus courtes, si bien que les travailleurs temporaires ont parfois des difficultés à remplir les conditions requises pour bénéficier d’indemnités de chômage au terme de leur contrat et ont ensuite davantage de contraintes financières lorsqu’ils recherchent un nouvel emploi. Par conséquent, comme l’indiquent Berton et Garibaldi (2012), dès lors qu’il est plus facile de trouver un autre emploi temporaire qu’un poste permanent, les travailleurs au chômage après avoir occupé un poste temporaire risquent d’être plus enclins que les autres à accepter la première offre d’emploi qu’ils reçoivent, même si elle concerne un emploi temporaire, et de finir par enchaîner les périodes de travail non régulier⁴⁷. De surcroît, passant moins de temps en emploi, les travailleurs temporaires acquièrent vraisemblablement moins d’expérience professionnelle et prennent ainsi, au fil du temps, du retard par rapport aux travailleurs permanents. Enfin, nombre de travaux consacrés à la formation avancent qu’un travailleur temporaire reçoit souvent moins de formation financée par l’employeur parce que l’épisode d’emploi est censé être plus court, si bien que l’employeur a moins de temps pour récupérer l’argent investi dans la formation (voir, par exemple, Booth et al., 2002 ; Bassanini et al., 2007). Néanmoins, les conclusions des études théoriques sur l’impact de la durée attendue de l’épisode d’emploi sur la formation financée par l’employeur ne sont pas tranchées : il apparaît en effet que la formation pourrait aussi être utilisée comme un moyen de sélectionner les travailleurs temporaires (Autor, 2001) et que les entreprises connues pour offrir des possibilités de formation de qualité jugent peut-être intéressant de recruter des travailleurs temporaires et de leur fournir une formation générale⁴⁸, cette offre de formation leur permettant d’attirer des salariés d’un meilleur niveau, fût-ce pour une durée limitée (Moen et Rosen, 2004).

L’une des méthodes qui peut être employée pour examiner ces questions consiste à comparer les estimations relatives au passage d’un contrat non régulier à un contrat permanent à celles relatives au passage du chômage à l’emploi régulier⁴⁹. Par exemple, OCDE (2014a) constate qu’après prise en compte des effets des différences individuelles, dans tous les pays qui figurent sur le graphique 4.9 sauf en France, la probabilité d’occuper un emploi permanent à plein-temps au cours d’une année donnée est nettement plus forte parmi les travailleurs qui occupaient un poste temporaire un an plus tôt que parmi ceux qui étaient au chômage⁵⁰. Cette méthode ne tient cependant pas compte du temps que les chômeurs ont consacré à la recherche d’un emploi avant d’accepter une offre de poste temporaire. De fait, la plupart des études récentes examinent la situation d’un groupe de chômeurs à un moment donné et évaluent l’effet de la décision d’accepter un emploi temporaire – au lieu de rester au chômage pour continuer à rechercher un emploi à durée indéterminée – sur la probabilité d’occuper un emploi régulier plusieurs mois ou années plus tard. Ces études aboutissent à des résultats plus contrastés. Ainsi, alors que Heinrich et al. (2005) constatent que dans le Missouri et en Caroline du Nord, ceux parmi les bénéficiaires de prestations sociales participant à des programmes de réinsertion qui ont été orientés vers un emploi par intérim percevaient, au cours des deux années suivantes, un revenu beaucoup plus élevé et avaient davantage de chances de ne pas vivre de prestations sociales que ceux qui n’avaient pas été affectés à un emploi, d’autres auteurs sont parvenus à des conclusions moins tranchées. Par exemple, utilisant une méthode d’appariement sur le score de propension pour tenir compte des effets de l’hétérogénéité observable, Hagen (2003) constate qu’en Allemagne, le fait, à une date donnée, de commencer à travailler dans le cadre d’un contrat à durée déterminée au lieu de continuer de chercher un emploi définitif accroît la probabilité d’accéder à un poste permanent deux ans plus tard, mais observe que cet effet disparaît au bout de quatre ans. De Graaf-Zijl et al. (2011) estiment un modèle de durée multi-états pour des chômeurs néerlandais et ne constatent pas de différence significative de la probabilité de trouver un emploi régulier dans les 72 mois suivant le début de l’épisode de chômage entre ceux qui ont occupé un emploi temporaire à un moment quelconque de cette période et les autres. Ils estiment toutefois que l’exercice d’une activité temporaire a une incidence positive pour les migrants. Kvasnicka (2009) et Jahn et Rosholm (2014) ont utilisé une méthode similaire pour examiner les effets du travail par intérim sur le passage à l’emploi régulier en Allemagne dans la première étude et au Danemark dans la seconde. L’étude sur l’Allemagne montre que le fait d’accepter un emploi par intérim n’améliore pas les chances ultérieures des chômeurs de trouver un emploi dans les deux années suivant la mission. L’étude danoise révèle que le travail par intérim aide les travailleurs à trouver un poste permanent tant que la mission est en cours mais que cet effet disparaît par la suite – sauf dans le cas des migrants (voir également Jahn et Rosholm, 2013) – et devient même négatif pour les femmes. De même, Casquel et Cunyat (2008) estiment sur données espagnoles un modèle de durée pour l’emploi à durée déterminée et constatent que les contrats à durée déterminée ne débouchent sur des postes permanents que pour les travailleurs qui ont un niveau d’instruction élevé, mais n’ont pas cet effet pour les jeunes, les femmes et les personnes qui ont un faible niveau d’instruction.

Dans l’ensemble, à de rares exceptions près, les études empiriques récentes semblent montrer que, à tout le moins pour une grande majorité de travailleurs, le fait d’accepter un emploi temporaire ne réduit pas les chances de trouver un emploi permanent par la suite – et peut même parfois augmenter légèrement ces chances. Il s’agit là de conclusions logiques par rapport au fait que dans la plupart des pays de l’OCDE, les contrats temporaires sont beaucoup plus fréquents parmi les jeunes et beaucoup moins parmi les travailleurs d’âge très actif (voir la section 1), ce qui laisse penser que beaucoup de primo-demandeurs d’emploi commencent par travailler dans le cadre d’un contrat temporaire mais parviennent ensuite à accéder à des postes plus stables. Toutefois, comme le soulignent Autor et Houseman (2010), les études précitées ne peuvent pas tenir compte des effets de toutes les sources d’hétérogénéité. Ainsi, les raisons qui conduisent les individus à accepter ou non un emploi temporaire sont vraisemblablement liées à des caractéristiques individuelles qui, finalement, influencent leurs trajectoires professionnelles. La prise en compte des effets de cette source d’hétérogénéité non observable nécessite des variables instrumentales. Autor et Houseman (2010) exploitent le fait que les bénéficiaires du programme d’insertion professionnelle de Detroit sont affectés de manière aléatoire, par roulement, à des prestataires à but non lucratif, ce qui leur permet de d’utiliser la propension différente de ces prestataires à recourir au travail temporaire ou au recrutement direct comme instrument pour évaluer les résultats professionnels ultérieurs. Ils constatent qu’au cours des sept trimestres qui suivent le programme, les travailleurs qui ont occupé un emploi par intérim étaient dans une situation nettement plus mauvaise sur les plans de l’emploi et du revenu que ceux qui avaient bénéficié d’un recrutement direct et que ceux qui n’avaient pas travaillé. À noter que lorsqu’aucune variable instrumentale n’est utilisée, les estimations obtenues sont similaires à celles de Heinrich et al. (2005), ce qui plaide fortement en faveur de l’hypothèse selon laquelle les estimations citées précédemment sont peut-être des surestimations – à savoir qu’elles exagèrent peut-être les effets positifs des emplois temporaires.

Les travaux sur le rôle de tremplin de l’emploi temporaire cités jusqu’à présent abordent le sujet sous un angle étroit, tentant de répondre à la question de savoir quel est le meilleur choix que peut faire un chômeur compte tenu du contexte institutionnel. Il serait cependant hasardeux d’utiliser les résultats de ces études pour tirer des conclusions sur le bien-fondé de l’adoption, par les pouvoirs publics, de règles visant à faciliter ou, au contraire, à limiter le recours au travail temporaire. Pour déterminer si l’emploi temporaire est effectivement un tremplin vers l’emploi, il existe une autre méthode, plus éclairante pour l’action publique, qui consiste à chercher à évaluer si une réforme qui rend les contrats temporaires plus attrayants accélère l’insertion professionnelle, en particulier l’accès à un emploi stable. Parmi les quelques études qui abordent la question sous cet angle figure celle de Garcia-Pérez et al. (2014), qui exploitent l’expérience quasi naturelle qu’a constituée la libéralisation des contrats à durée déterminée en Espagne, en 1984, pour examiner, à l’aide de la méthode des régressions sur discontinuités, les différences de parcours professionnel de générations de jeunes qui ont prématurément quitté l’enseignement secondaire et ont atteint l’âge minimum requis pour commencer à travailler juste avant ou juste après la réforme. Les auteurs constatent qu’au cours des 20 années qui ont suivi la réforme, les générations arrivées sur le marché du travail après la réforme avaient connu à la fois plus d’épisodes d’emploi et plus d’épisodes de chômage, ce qui semble témoigner d’une augmentation des allers-retours entre contrats à durée déterminée et chômage. Globalement, ils estiment que les intéressés ont travaillé 300 jours de moins à cause de la réforme. En d’autres termes, cette étude laisse penser que la stratégie consistant à faciliter l’accès au marché du travail à travers le recours à l’emploi temporaire n’améliore pas les perspectives professionnelles des jeunes en Espagne, voire, en réalité, a une incidence négative sur ces perspectives. Il va sans dire que ces constatations sont peut-être spécifiques au contexte espagnol et qu’il conviendra de consacrer d’autres travaux à cette question avant de pouvoir tirer des conclusions définitives⁵¹.

Un emploi temporaire peut fort bien être à la fois un tremplin pour certaines personnes et un piège pour d’autres, certains travailleurs finissant par alterner, pendant des années, emplois temporaires et chômage. Par exemple, selon les données de l’enquête EU-SILC, dans la quasi-totalité des pays européens pour lesquels des données sont disponibles, moins de 50 % des travailleurs qui occupaient un poste temporaire au cours d’une année donnée travaillent à plein-temps dans le cadre d’un contrat à durée indéterminée trois ans plus tard (graphique 4.13)⁵². Même si ces chiffres ont été obtenus sans prise en compte des différences individuelles et doivent donc être interprétés avec prudence⁵³, ils n’en témoignent pas moins d’un degré de persistance élevé, les passages de l’emploi permanent à l’emploi temporaire étant très peu nombreux⁵⁴.

Graphique 4.13. Taux de transition à trois ans de l’emploi temporaire à l’emploi permanent

Pourcentage de travailleurs qui étaient titulaires d’un contrat temporaire en 2008 et travaillaient à plein-temps dans le cadre d’un contrat permanent en 2011

Note : Les données se rapportent à 2007 et 2010 pour la République tchèque, la France, la Grèce, la Suède et le Royaume-Uni, à 2006 et 2009 pour la Norvège et la République slovaque et à 2005 et 2008 pour l’Irlande.

Source : Calculs réalisés par l’OCDE d’après des données de l’enquête de l’Union européenne sur les revenus et les conditions de vie (EU-SILC) relatives à la période 2005-11.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142727

Quelques études ont estimé de manière plus rigoureuse les effets de rétention sur une période plus longue et ont conclu à la présence d’un phénomène de persistance de l’emploi non régulier. Par exemple, Esteban-Pretel et al. (2011) ont fait appel à un modèle structurel pour étudier les trajectoires professionnelles de jeunes diplômés japonais après l’obtention de leur diplôme et ont constaté que 10 à 15 ans plus tard, ceux qui avaient commencé leur vie professionnelle en exerçant un emploi atypique⁵⁵ au cours du mois suivant l’obtention de leur diplôme avaient une probabilité plus faible d’exercer un emploi régulier que ceux qui avaient commencé par être au chômage, même si cet effet disparaît au bout de 20 ans. Toharia et Cebrián (2007), s’appuyant sur des données de sécurité sociale, constatent que 21.4 % des travailleurs espagnols qui étaient titulaires d’un contrat temporaire au cours d’une année donnée occupaient encore un emploi temporaire cinq ans plus tard et n’avaient pas eu de contrat à durée indéterminée entre-temps. Conde-Ruiz et al. (2011), s’appuyant sur des données plus récentes de la même source, parviennent à une conclusion encore plus frappante, constatant que la quasi-totalité des individus arrivés sur le marché du travail avant l’âge de 21 ans commencent par occuper un emploi non régulier et qu’environ 40 % travaillent encore dans le cadre d’un contrat temporaire 20 ans plus tard. Berton et al. (2007) utilisent des données de sécurité sociale italiennes et constatent que seulement 48 % des jeunes diplômés dont le premier emploi était un emploi à durée déterminée classique occupaient un poste permanent cinq ans plus tard, tandis que 22 % d’entre eux avaient encore un contrat non régulier et que les 30 % restants étaient au chômage ou ne faisaient plus partie de la population active⁵⁶. Enfin, Booth et al. (2002) ont examiné les effets à long terme de l’emploi temporaire sur les salaires et constaté que le fait d’avoir occupé un poste temporaire en début de carrière induisait une pénalité salariale définitive pour les hommes britanniques – mais pas pour les femmes.

Certaines études ont également montré que si un épisode de travail temporaire peut faciliter l’obtention d’un emploi permanent, ce n’est pas nécessairement le cas lorsque ces épisodes de travail temporaire se répètent. De fait, Gagliarducci (2005) constate, pour les diplômés italiens, que plus le temps passé en emploi temporaire est long et plus les épisodes de travail temporaire antérieurs sont nombreux, moins ces diplômés ont des chances de finir par trouver un emploi permanent. Il est permis d’en déduire que les emplois temporaires peuvent certes constituer une porte d’entrée sur le marché du travail pour les travailleurs sans expérience et un tremplin vers un emploi stable, mais seulement pour les travailleurs qui parviennent à quitter rapidement l’emploi temporaire. Des résultats similaires ont été obtenus par Garcia-Pérez et Muñoz-Bullón (2011) pour l’Espagne et par Cockx et Picchio (2012) pour la Belgique. Enfin, Rebollo-Sanz (2011) nuance les résultats obtenus pour l’Espagne, montrant que des épisodes répétés de travail temporaire ont un effet particulièrement négatif sur la probabilité de trouver un poste à durée indéterminée lorsque ces expériences de travail temporaire ont lieu au sein de la même entreprise.

Dans l’ensemble, les études empiriques semblent confirmer qu’un nombre non négligeable de travailleurs non réguliers cherchent un emploi permanent (voir plus haut le graphique 4.3) mais ont des difficultés à rompre avec leur statut précaire et à accéder à des contrats réguliers, à durée indéterminée. Comme évoqué précédemment, l’inégalité d’accès à la formation financée par l’employeur pourrait concourir à expliquer cette situation. L’une des principales difficultés rencontrées pour estimer l’impact du type de contrat sur la formation tient au fait que les travailleurs qui ont moins de capacités productives sont toujours moins susceptibles, à la fois d’être titulaires d’un contrat régulier, à durée indéterminée, et de bénéficier d’une formation financée par leur employeur subordonnée à la nature de leur contrat. Ces capacités n’étant pas observables, on risque d’attribuer à tort un fait observé au niveau de la formation au type de contrat, alors qu’en réalité ce fait s’explique simplement par des capacités non observées. L’une des méthodes qui permet de résoudre ce problème consiste à définir une variable de substitution susceptible de rendre compte de ces capacités non observées sans être affectée par la formation financée par l’employeur. Les variables représentant les compétences cognitives issues de l’Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) peuvent remplir ce rôle. En effet, ces compétences sont suffisamment générales pour avoir été acquises avant le début de la vie professionnelle et ne semblent pas affectées par la formation financée par l’employeur (voir OCDE, 2014b). Par conséquent, estimer le lien entre type de contrat et formation en tenant simultanément compte des compétences individuelles en littératie et numératie permet d’interpréter les résultats en termes de causalité⁵⁷.

En moyenne dans les pays dans lesquels cette analyse peut être effectuée (voir OCDE, 2014b), le fait d’être titulaire d’un contrat temporaire réduit de 14 % la probabilité de bénéficier d’une formation financée par l’employeur (graphique 4.14). Dans la moitié de ces pays, le type de contrat a un effet négatif et significatif sur la formation. En Estonie, en France et en République slovaque, cet effet négatif atteint 27 %. De surcroît, dans plusieurs autres pays, les estimations ponctuelles sont supérieures à 5 %, ce qui laisse penser que l’absence de significativité observée dans certains cas pourrait tout simplement être due à la petite taille de l’échantillon. En fait, on ne retrouve un effet positif mais statistiquement non significatif de la qualité de travailleur temporaire sur l’accès à la formation que dans deux pays (l’Australie et les États-Unis)⁵⁸. Globalement, ces résultats laissent penser que les travailleurs temporaires sont, en moyenne, moins susceptibles que leurs homologues titulaires d’un contrat à durée indéterminée de bénéficier d’une formation financée par l’employeur. La formation renforçant les compétences productives, cette situation contribue, au fil du temps, à accroître l’écart de compétences entre travailleurs réguliers et non réguliers (voir la section 1), rendant l’accès à un emploi régulier plus difficile à mesure que les travailleurs vieillissent et avancent dans leur carrière professionnelle.

Graphique 4.14. Travailleurs temporaires et formation financée par l’employeur

Effet estimé, en pourcentage, de la qualité de travailleur temporaire sur la probabilité de bénéficier d’une formation financée par l’employeur, 2012

Note : Estimation de la différence, en pourcentage, entre travailleurs temporaires et permanents en ce qui concerne la probabilité d’avoir bénéficié d’une formation financée par l’employeur au cours de l’année précédant l’enquête. Cette estimation est calculée en tenant compte des scores en littératie et numératie et en incluant des variables indicatrices pour le sexe, pour la qualité d’autochtone, pour neuf classes d’âge, neuf professions, neuf durées d’ancienneté et cinq tailles d’entreprise. Les données relatives à la Belgique se rapportent uniquement à la Flandre et celles relatives au Royaume-Uni se rapportent uniquement à l’Angleterre et à l’Irlande du Nord.

***, **, * : significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 % respectivement – sur la base d’erreurs-types robustes.

Source : Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2013, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204096-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142736

4. Quelles réformes pour réduire la segmentation du marché du travail ?

Il ressort des sections précédentes que dans la plupart des pays, les dispositions législatives qui régissent la rupture des contrats de travail sont très variables selon le type de contrat. Comme le laissent penser la théorie économique et les travaux empiriques antérieurs, dans les pays où les règles applicables aux contrats permanents sont restrictives tandis que les coûts de rupture des contrats non réguliers sont faibles, les employeurs ont une forte motivation à recourir aux contrats non réguliers pour ajuster leurs effectifs aux fluctuations de la demande (voir l’encadré 4.4). De surcroît, comme exposé dans la section précédente, si l’emploi temporaire peut constituer un tremplin vers un emploi stable pour certains travailleurs, il peut aussi être un piège pour d’autres, qui sont condamnés à occuper des emplois non réguliers et voient leurs espoirs d’échapper à la précarité de leur situation s’amenuiser progressivement.

Encadré 4.4. LPE et dualité du marché du travail

Selon la théorie économique, si l’on décide de libéraliser le recours aux contrats à durée déterminée tout en continuant d’appliquer des règles protectrices aux contrats à durée indéterminée, les entreprises réagissent en substituant les travailleurs temporaires aux travailleurs réguliers, sans effet à long terme sur l’emploi, parce que la cessation d’emploi au terme d’un contrat à durée déterminée est moins coûteuse (voir, par exemple, Boeri et Garibaldi, 2007 ; Bentolila et al., 2008). De surcroît, l’existence d’une forte asymétrie entre les dispositions sur la protection de l’emploi applicables aux contrats à durée déterminée et celles relatives aux contrats réguliers (et parfois le coin fiscal) se traduit par une diminution du pourcentage de contrats à durée déterminée convertis en contrats permanents, si bien que les contrats à durée déterminée deviennent un piège plutôt qu’un tremplin vers un emploi plus stable (Boeri, 2011). Il a également été avancé que dans un contexte où coexistent une forte protection de l’emploi en faveur des titulaires de contrats à durée indéterminée et une règlementation moins protectrice pour les contrats à durée déterminée, les pressions salariales et, par conséquent le chômage, risquent d’augmenter (Bentolila et Dolado, 1994). L’argument avancé à l’appui de cette hypothèse est que les travailleurs « intégrés », titulaires d’un contrat permanent, sont en mesure de revendiquer des hausses de salaire sans grand risque de perdre leur emploi dans la mesure où les éventuels effets négatifs de leurs revendications sur l’emploi seront principalement subis par les « travailleurs exclus du marché du travail », occupant un emploi à durée déterminée (qui sont souvent des jeunes et autres travailleurs peu qualifiés ou dotés d’une d’expérience professionnelle limitée). De manière plus générale, ces observations montrent qu’il n’est pas possible d’analyser l’incidence de la réglementation relative aux contrats à durée déterminée de façon isolée, cette incidence dépendant de la rigueur de la LPE applicable aux contrats réguliers. Dans les pays où les contrats permanents bénéficient d’une forte protection, les salariés titulaires de contrats à durée déterminée (qui sont souvent des jeunes ou d’autres publics désavantagés sur le marché du travail) subissent l’essentiel des conséquences de l’ajustement de l’emploi (Saint-Paul, 1996). Dans l’ensemble, les études citées laissent penser qu’un écart important entre les règles relatives aux contrats temporaires et celles applicables aux contrats permanents risque d’entraîner un clivage durable entre des groupes de travailleurs titulaires de types de contrats différents, en termes de conditions d’emploi présentes et futures. On parle souvent, à propos de ce phénomène, de segmentation contractuelle ou de dualisme contractuel.

De nombreux travaux empiriques montrent que le recours aux contrats temporaires est généralement plus fréquent lorsque les règles relatives au licenciement de travailleurs permanents sont rigides, et moins fréquent lorsque la réglementation limite le recrutement à durée déterminée et le renouvellement des contrats temporaires. Par exemple, Lepage-Saucier et al. (2013) ont analysé les caractéristiques de l’embauche à l’aide d’un modèle de régression inter-pays et constaté qu’une modification de l’indice de la LPE défini par l’OCDE concernant le licenciement de travailleurs permanents et une modification de l’indice concernant le recrutement de travailleurs temporaires ont un effet inverse sur la part des travailleurs temporaires dans les nouvelles embauches. Kahn (2010) utilise des microdonnées longitudinales relatives à neuf pays européens et constate que les réformes récentes destinées à faciliter le recours aux contrats à durée déterminée ont accru la probabilité, pour un travailleur, d’exercer dans le cadre d’un contrat à durée déterminée. Cependant, il ne trouve aucun élément prouvant que ces réformes se sont traduites par une hausse de l’emploi et constate qu’elles semblent plutôt avoir favorisé la substitution de l’emploi temporaire à l’emploi permanent. Dans la même veine, plusieurs

études ont été consacrées à de vastes réformes engagées en Espagne au début des années 80 pour libéraliser l’emploi à durée déterminée sans modifier les coûts de licenciement des travailleurs permanents. Globalement, ces études révèlent que ces réformes ont conduit à une forte hausse du recours aux contrats à durée déterminée et à un recul de l’emploi permanent (voir, par exemple, Bentolila et al., 2008 ; Aguirregabiria et Alonso-Borrego, 2009). En outre, des données relatives à l’Espagne montrent que lorsque l’écart entre la réglementation de l’emploi temporaire et celle de l’emploi permanent est grand, le taux de transition entre ces deux statuts est faible (voir, par exemple, Güell et Petrongolo, 2007), et confirment ainsi la thèse de la dualisation, à savoir que les travailleurs exclus du marché du travail passent généralement d’un contrat temporaire à un autre, tandis que ceux qui sont intégrés bénéficient d’une forte protection et d’une stabilité de l’emploi. Enfin, plusieurs études montrent que le fait que le coût d’ajustement du stock de travailleurs diffère selon le type de contrat de travail explique à la fois la part de travailleurs à durée déterminée et leur instabilité relative (voir, par exemple, Goux et al., 2001). Globalement, ces données laissent penser que, toutes choses égales par ailleurs, une réglementation stricte des contrats réguliers tend à favoriser le recours aux contrats temporaires (voir, par exemple, Boeri, 2011 ; Boeri et van Ours, 2013 ; OCDE, 2013a). Il a également été démontré qu’une réglementation rigide relative aux licenciements entraînait une diminution de la rotation des emplois et de la main-d’œuvre en général (voir OCDE, 2010 ; Bassanini et Garnero, 2013) mais aussi une augmentation de la rotation des emplois temporaires (voir Centeno et Novo, 2012 ; Hijzen et al., 2013).

Ces disparités persistantes ne posent pas seulement un problème d’équité : elles se traduisent aussi par des résultats sous-optimaux du point de vue de l’efficience. En effet, un marché du travail fortement segmenté risque d’avoir pour corollaire une augmentation du nombre de travailleurs moins motivés pour travailler, moins souples et moins disposés à accepter de nouvelles tâches. De même, il est probable que les entreprises investissent moins dans leur personnel dès lors qu’elles n’ont pas suffisamment de temps pour récupérer le coût de leur investissement, comme l’illustre le fait que les travailleurs temporaires ont moins accès à la formation financée par l’employeur (voir la section 3). Dans le même ordre d’idées, des données relatives à plusieurs réformes du marché du travail mises en œuvre par l’Espagne au cours des vingt années écoulées laissent penser que l’écart important entre la réglementation des contrats à durée indéterminée et celle des contrats temporaires et le recours massif aux contrats à durée déterminée qui en est la conséquence ralentit la croissance de la productivité totale des facteurs (Dolado et al., 2012). Plus généralement, les séries chronologiques sur les pays laissent penser que les pays qui ont partiellement réformé leur législation en matière de protection de l’emploi en assouplissant les règles applicables aux contrats temporaires sans toucher aux restrictions visant les contrats réguliers, ont effectivement vu la croissance de la productivité ralentir (OCDE, 2007 ; Bassanini et al., 2009).

En outre, il existe en principe une corrélation négative entre une forte proportion de travailleurs temporaires et la résilience du marché du travail parce que le travail temporaire accroît fortement la sensibilité du chômage aux chocs de production, ce qui renforce l’accroissement cyclique des inégalités de revenu (OCDE, 2012). Par exemple, la hausse spectaculaire du chômage qu’a connue l’Espagne durant la récente crise s’explique principalement par la destruction d’emplois temporaires (OCDE, 2014c). Or, comme l’enseigne la théorie économique, les fluctuations de ce type sont le plus souvent source d’inefficience. Lorsque les coûts induits par la cessation de contrats non réguliers sont faibles ou limités, les entreprises sont incitées à détruire trop d’emplois parmi ces contrats, puisqu’elles n’internalisent pas les coûts de leurs décisions en termes d’augmentation du nombre de demandeurs d’emploi, de perte de recettes fiscales et d’augmentation des dépenses d’indemnisation du chômage et de prestations sociales (Feldstein, 1976 ; Cahuc et Zylberberg, 2008).

C’est pourquoi la réduction du clivage entre travailleurs titulaires de types de contrats différents constitue un objectif fondamental des pouvoirs publics dans les pays de l’OCDE où ce clivage est profond et persistant. La segmentation du marché du travail s’explique certes par des raisons complexes dont la législation sur la protection de l’emploi ne constitue qu’un aspect, mais les réformes de cette législation peuvent néanmoins contribuer à l’atténuer (voir l’encadré 4.4). Dans la pratique, il est possible d’atteindre cet objectif soit en renforçant les règles applicables aux contrats temporaires, soit en assouplissant celles relatives aux contrats permanents, soit en associant ces deux types de mesures.

L’une des stratégies récemment adoptées par certains pays dotés d’une législation restrictive en matière de licenciement de salariés permanents pour réduire le dualisme du marché a consisté à rendre le recrutement dans le cadre d’un contrat temporaire plus difficile et plus coûteux, en laissant inchangés les coûts de licenciement des travailleurs permanents ou en les réduisant (voir OCDE, 2013a). Par exemple, la nouvelle réforme sur les relations d’emploi entrée en vigueur en Slovénie en avril 2013 interdit aux employeurs de recruter différents travailleurs pour le même poste en recourant à des contrats à durée déterminée pendant plus de deux années consécutives. La République tchèque, la République slovaque et l’Espagne ont, elles aussi, récemment réduit la durée cumulée autorisée des contrats à durée déterminée, même si cette durée ne s’applique pas en cas de recrutement de salariés différents au même poste. Toutefois, les dispositions qui limitent le nombre de renouvellements, la durée ou le champ des contrats à durée déterminée présentent un inconvénient, à savoir qu’il peut être particulièrement difficile de les faire appliquer. En effet, leur respect suppose avant tout que des personnes s’estiment victimes d’un traitement abusif et déposent une plainte. Or, si les plaignants potentiels sont connus et en mesure de réagir en cas de licenciement, les infractions à la législation relatives à l’embauche dans le cadre d’un contrat temporaire sont beaucoup plus difficiles à repérer (voir, par exemple, Muñoz-Bullón, 2004). Il convient donc de soumettre ces dispositions à des évaluations rigoureuses pour en apprécier l’efficacité. En outre, comme souligné dans la section 3, il peut être contreproductif de trop durcir la réglementation relative à l’embauche, une telle stratégie risquant d’accroître le sentiment d’insécurité de l’emploi des travailleurs qui ne sont pas en mesure d’utiliser les contrats non réguliers comme un tremplin pour accéder à un emploi à durée indéterminée. Augmenter le taux des cotisations de sécurité sociale pour les seuls contrats à durée déterminée afin de le porter à un niveau supérieur à celui appliqué aux contrats permanents – ainsi que l’ont récemment fait l’Italie, la France et la Slovénie (voir la section 2) –, pourrait présenter le même inconvénient, dès lors que ces mesures ne s’accompagnent pas d’une modification des coûts de licenciement pour les contrats réguliers.

La mise en œuvre de réformes destinées à assouplir la législation relative au licenciement des travailleurs permanents dans les pays où cette législation est trop stricte est susceptible d’entraîner une hausse de la part des contrats permanents parmi les nouveaux recrutements et une réduction progressive du recours aux contrats à durée déterminée, lorsque celui-ci ne se justifie pas par la nature des tâches et activités concernées (voir l’encadré 4.4 pour un rapide recensement des travaux consacrés à cette question). L’expérience de l’Espagne après la réforme de 2012 est intéressante, parce que cette réforme a indiscutablement réduit les coûts de licenciement sans modifier les règles applicables aux contrats à durée déterminée. Elle a notamment redéfinit les critères qui doivent être remplis pour qu’un licenciement économique soit jugé légitime, réduit les indemnités pour licenciement abusif à 33 jours de salaire par année de service contre 45 auparavant et allongé la durée de la période d’essai pour les petites et moyennes entreprises. Bien que les données disponibles ne portent que sur la première année d’application de la réforme et que l’Espagne ait connu une situation économique très difficile au cours de cette année-là, une évaluation réalisée par l’OCDE (OCDE, 2014c) laisse penser que la réforme a été à l’origine de 25 000 nouveaux contrats permanents par mois (soit une hausse de 30 % de la proportion de contrats permanents parmi les nouveaux contrats).

Toutefois, d’autres données montrent que les mesures d’assouplissement de la réglementation visant les licenciements individuels et collectifs sont susceptibles d’accroître le nombre de travailleurs touchés par la mobilité de la main-d’œuvre à l’initiative de l’employeur (voir OCDE, 2010). Les travailleurs qui perdent leur emploi à la suite de ces réformes – alors qu’ils ne l’auraient pas perdu en l’absence de réforme – risquent de subir une perte de revenu, à la fois pendant la période durant laquelle ils cherchent un emploi et dans leur nouvel emploi (voir OCDE, 2013a). Par conséquent, pour des raisons d’équité et d’économie politique, ces réformes devraient s’accompagner de mesures garantissant une indemnisation adéquate, subordonnée à une obligation de disponibilité pour l’emploi rigoureusement appliquée et faisant partie d’un ensemble de mesures « d’activation » bien conçues, conformément à ce que propose la version révisée de la Stratégie de l’OCDE pour l’emploi (OCDE, 2006). Il est cependant possible qu’un tel train de mesures soit difficile à appliquer parce qu’il représente des coûts supplémentaires non négligeables pour les finances publiques et nécessiterait des capacités administratives suffisantes.

Les mesures qui réforment en profondeur une réglementation sur le licenciement trop rigoureuse semblent constituer un moyen efficace de contenir la progression des contrats temporaires – lorsque leur utilisation n’est pas justifiée par la nature des tâches et activités concernées – parce qu’elles éliminent la raison même qui incite les employeurs à faire un trop grand usage de ces contrats, à savoir le fait qu’en cas de rupture de contrat, ils doivent faire face à des difficultés et à des coûts qui diffèrent selon le type de contrat. De surcroît, parce qu’elles diminuent les écarts entre travailleurs titulaires de différents types de contrats en termes de droits, ces réformes réduisent également mécaniquement les inégalités au sein de la main-d’œuvre. Toutefois, dans la pratique, ce résultat est parfois obtenu au prix d’une réduction non négligeable de la protection des travailleurs, dans le cas où les difficultés budgétaires ou le manque de capacités administratives empêchent d’associer aux réformes de la LPE une indemnisation suffisante du chômage, des obligations de recherche d’emploi faisant l’objet d’un suivi rigoureux et des services de réinsertion efficaces. Il s’ensuit que l’une des autres stratégies envisageables pour réduire le dualisme du marché du travail, à tout le moins lorsqu’il est induit par la réglementation, consisterait à rapprocher officiellement les différents contrats en réduisant la différence de coûts de rupture entre contrats réguliers et non réguliers (par exemple en faisant en sorte que la protection de l’emploi soit le plus homogène possible pour les différents types de contrats), tout en veillant à ce que la protection globale des travailleurs puisse être fixée à un niveau correspondant exactement aux préférences sociales et politiques.

La forme la plus extrême de ce rapprochement, qui fait actuellement l’objet d’une réflexion dans plusieurs pays européens mais est également proposée dans le contexte de marchés du travail non européens (voir, par exemple Aoyagi et Ganelli, 2013), consisterait à introduire un contrat de travail unique. Le contrat unique repose sur la suppression de toutes les formes de contrats temporaires et sur l’introduction d’une nouvelle forme de contrat à durée indéterminée (régulier), sans date de fin fixée à l’avance, et offrant une protection dont le niveau global, défini en fonction des préférences politiques, augmenterait cependant progressivement avec l’ancienneté. Ainsi, lorsque les travailleurs ont réalisé des investissements importants pour acquérir des compétences spécifiques à leur emploi, il peut être justifié, en termes d’efficience, de prévoir des indemnités de licenciement liées à l’ancienneté (voir, par exemple, Boeri et al., 2013)⁵⁹. Des propositions de réforme concrètes reposant sur des travaux universitaires et des modèles ont été avancées et examinées, notamment en France, en Italie et en Espagne, mais ces réformes diffèrent considérablement les unes des autres en termes de modalités et de capacité potentielle à remédier au dualisme du marché du travail.

Deux grands types de contrat unique ont été proposés. Le premier consisterait à introduire, pour les nouvelles embauches, un nouveau contrat à durée indéterminée, qui comporterait deux phases : une phase « d’entrée », durant laquelle les droits prévus en cas de licenciement seraient limités, même s’ils pourraient augmenter progressivement à mesure de l’ancienneté, et seraient identiques que le licenciement soit légitime ou abusif, et une phase de « stabilité », durant laquelle le travailleur relèverait d’un contrat permanent classique, sans modification des droits prévus en cas de licenciement⁶⁰. Le principal inconvénient de ce type de contrat réside dans la difficulté à éliminer l’effet de palier lors du passage de la phase « d’entrée » à la phase de « stabilité », dû au fait que le contrat à durée indéterminée dans sa forme actuelle prévoit des droits différents selon que le licenciement est légitime ou abusif. Les employeurs seraient donc fortement réticents à garder leurs salariés au-delà de la phase d’entrée⁶¹.

Le second type de contrat unique proposé vise ouvertement à éviter tout effet de palier au niveau des droits des travailleurs. Il repose sur une augmentation progressive des indemnités de licenciement avec l’ancienneté⁶² et sur la redéfinition de la notion de licenciement abusif, limitée aux cas de licenciement discriminatoire et pour un motif prohibé. Le licenciement serait ainsi facilité mais les travailleurs seraient dédommagés des pertes subies à travers des indemnités monétaires uniquement, ce qui éliminerait l’incertitude. En outre, contrairement à ceux comportant une longue période d’essai et/ou une phase d’entrée, ces contrats n’augmenteraient pas l’incitation à licencier les travailleurs à mesure que leur ancienneté augmente. Néanmoins, les droits étant liés à l’entreprise, ces contrats auraient notamment pour inconvénient de réduire la rotation des effectifs et de faire obstacle à la mobilité professionnelle. Face à cet inconvénient, la piste d’un contrat unique reposant sur des droits à une indemnité de licenciement qui augmenterait progressivement avec l’expérience a également été explorée (Lepage-Saucier et al., 2013). Dans ce modèle, les employeurs verseraient des cotisations de sécurité sociale supplémentaires à un fonds qui serait lié au travailleur mais serait transférable si celui-ci change d’entreprise. En cas de licenciement, le fonds financerait l’indemnité de rupture due⁶³.

Toutefois, si les entreprises utilisent parfois les contrats temporaires pour essayer de réduire leurs coûts salariaux ou comme moyen de sélection dans la perspective d’une embauche définitive, elles ont également besoin de pouvoir y recourir pour s’adapter aux fluctuations de l’activité ou pour pourvoir des emplois qui ont réellement une nature temporaire (OCDE, 2013a). Par conséquent, la suppression de ces contrats risquerait de créer une rigidité excessive au niveau des décisions d’embauche et de conduire à des pertes d’emploi parce que les emplois temporaires ne seraient pas tous remplacés par des emplois permanents. De surcroît, comme le montre l’analyse présentée dans la section 3, empêcher les entreprises de recruter temporairement pour l’exécution de tâches réellement temporaires se traduirait par un recours accru à des sous-traitants ou à des travailleurs non salariés dépendants, entraînant ainsi une augmentation de formes d’emploi encore moins protégées. De manière plus générale, imposer des contraintes supplémentaires aux entreprises en matière contractuelle risque d’avoir pour conséquence un moindre respect du droit du travail ou d’inciter les employeurs à substituer le capital au travail ou à externaliser le travail dans des juridictions où les coûts sont plus faibles.

Pour pallier ces problèmes, un troisième type de contrat, généralement dénommé contrat unifié, a été proposé. Cette formule consisterait à conserver tous les types de contrats et à prévoir des indemnités de rupture qui progresseraient avec l’ancienneté indépendamment de la nature du contrat. En cas de rupture, l’entreprise devrait également verser une taxe de licenciement aux autorités publiques mais seuls les licenciements discriminatoires ou ayant un motif prohibé seraient considérés comme abusifs (voir, par exemple, Blanchard et Tirole, 2003 ; Cahuc, 2012). Si elle est fixée à un niveau suffisamment élevé, la taxe de licenciement permettrait de recouvrer des ressources pour mutualiser les coûts de réaffectation du personnel licencié et inciterait les entreprises à internaliser les coûts sociaux des licenciements, sans nécessité de réintégration des travailleurs (Cahuc et Zylberberg, 2008)⁶⁴. Cette solution aurait à l’évidence l’avantage de ne pas modifier le coût de rupture des contrats de courte durée, si bien que leur utilisation pour des tâches réellement temporaires ne serait pas plus lourde.

Néanmoins, toutes ces propositions supposent de restreindre la définition de la notion de licenciement abusif, en la limitant aux cas de licenciement pour motifs inexacts ou prohibés et de licenciement discriminatoire (auxquels il faut ajouter le non-respect des obligations de notification et d’indemnisation, la sanction étant cependant limitée, dans le dernier cas, à des sanctions financières légères). En d’autres termes, tout motif économique ou individuel, lié aux performances du travailleur par exemple (diminution de sa productivité ou inadaptation au poste, etc.), serait considéré comme un motif légitime de licenciement et les tribunaux auraient pour seul rôle d’examiner si la raison invoquée ne dissimule pas en réalité un motif de licenciement prohibé. Cette restriction de la notion de licenciement abusif revêt une importance particulière dans le cas du contrat unifié, puisqu’en son absence, les contrats temporaires resteraient plus attrayants, leur cessation à la date de fin de contrat étant généralement jugée légitime. Toutefois, alors qu’elle est déjà appliquée, à quelques rares exceptions près, dans les pays de common law (OCDE, 2013a), elle pourrait se révéler, dans la pratique, difficile à mettre en œuvre dans certains pays de droit romano-germanique, qui ont une tradition de judiciarisation des décisions des employeurs. Ainsi, la réforme adoptée en 2012 par l’Espagne a notamment supprimé l’obligation, pour l’employeur, de prouver que le licenciement est indispensable à la rentabilité future de l’entreprise. Or, si les premières décisions rendues par la Cour suprême semblaient effectivement tenir compte de ce principe, une récente décision rétablit apparemment le principe selon lequel le juge doit s’assurer du bien fondé des décisions des chefs d’entreprise⁶⁵.

Imposer un changement de culture juridique pourrait se révéler encore plus difficile en ce qui concerne le licenciement pour motifs individuels, liés aux performances du travailleur. De fait, la frontière entre les raisons individuelles liées à l’exercice de l’activité et celles qui sont sans rapport avec cette activité – et qui ne constituent donc pas des motifs licites – est parfois mince. Par conséquent, il pourrait se révéler difficile d’inscrire dans la loi une définition de cette frontière susceptible de faire évoluer les pratiques. Par exemple, la réforme italienne de 2012 limitait la possibilité, pour le travailleur, d’être réintégré par l’employeur en cas de licenciement jugé abusif par le tribunal aux seuls cas dans lesquels le motif de licenciement allégué n’existe pas – outre les cas de licenciement discriminatoire ou pour un motif prohibé. Cependant, l’analyse des premières décisions rendues par les tribunaux depuis l’entrée en vigueur de ces nouvelles règles laisse penser que si la réforme a nettement réduit la fréquence des décisions de réintégration en cas de licenciement collectif, en revanche, en cas de licenciement abusif pour motif individuel, elle a, au mieux, donné lieu à des interprétations différentes en fonction des juges⁶⁶. À noter cependant qu’en Italie et en Espagne, il n’existe aucun ou quasiment aucun dispositif susceptible de dissuader les travailleurs de saisir le tribunal. A contrario, lorsque des mécanismes dissuasifs sont en place⁶⁷, l’expérience montre que le nombre de licenciements portés devant les tribunaux diminuent nettement (voir Venn, 2009), ce qui rend la distinction entre rupture de contrat légitime et abusive moins contraignante. Il est cependant trop tôt pour affirmer que ces mécanismes seront suffisants dans la pratique.

Il reste qu’aucun pays n’a mis en place un contrat unique et que les exemples d’adoption du contrat unifié sont peu nombreux. S’agissant de contrat unique, cette situation s’explique probablement par la crainte de pénaliser l’embauche en introduisant des rigidités excessives pour les activités irrégulières et occasionnelles. En revanche, s’agissant du contrat unifié, elle est vraisemblablement due au fait que pour adopter ce contrat, il faudrait que les règles relatives au licenciement soit relativement peu contraignantes ou que la judiciarisation des décisions de licenciement soit limitée, voire que ces deux conditions soient réunies. En réalité, comme évoqué dans la section 2, en dehors des pays où le régime de la liberté de licenciement domine, l’Irlande, la Nouvelle-Zélande et le Royaume-Uni sont les seuls pays qui imposent les mêmes coûts de licenciement aux contrats à durée déterminée et aux contrats à durée indéterminée. Or, dans ces pays, le contrôle des juges consiste essentiellement à vérifier que le motif de licenciement n’était pas un motif prohibé et que les règles de procédure ont été respectées. En outre, dans tous ces pays, la législation est relativement peu protectrice quel que soit le type de contrat, ce qui limite le recours aux contrats de sous-traitance pour contourner la réglementation relative à la rupture de contrat (voir la section 3) et évite les effets négatifs sur les réallocations d’emploi (voir OCDE, 2010). Les pays qui ont une tradition juridique différente et où existe une forte préférence sociale pour une protection relativement élevée ont plutôt pris des mesures – certes parfois timides – pour faire converger les coûts de rupture des différents types de contrat vers un coût uniforme. La réforme adoptée en 2013 par la Slovénie, qui a uniformisé le montant de l’indemnité de licenciement pour tous les contrats et a, dans le même temps, nettement élargi la notion de licenciement légitime, constitue peut-être l’illustration la plus claire de ce mouvement⁶⁸. Toutefois, le contrôle judiciaire des motifs de licenciement demeure fréquent et les décisions de réintégration consécutives à un licenciement abusif restent, de jure et de facto, la principale forme de réparation, si bien qu’il subsiste une différence de coût de rupture potentiel importante entre les types de contrats. Bien que nettement moins vastes que la réforme slovène, les réformes récemment adoptées par l’Espagne, la France et l’Italie vont dans le même sens⁶⁹. Néanmoins, elles ne conduisent qu’à une convergence très limitée des coûts de rupture potentiels associés aux différents contrats, si bien qu’il est peu probable qu’elles entraînent une modification radicale du fonctionnement du marché du travail.

Faire converger les coûts de rupture des différentes formes de contrats pour qu’ils s’établissent à un niveau raisonnable peut certes réduire le dualisme du marché du travail sans nuire à l’efficience de la réallocation des ressources et, partant, à l’emploi et à la croissance de la productivité, mais les réformes portant sur les règles applicables au licenciement ne permettront pas d’éliminer toutes les formes de dualisme. En effet, tant que des différences subsistent entre les régimes de protection sociale applicables aux différents contrats, notamment en ce qui concerne les coûts supportés par les employeurs, ces derniers auront une forte motivation à recourir aux contrats relevant du régime le plus favorable. Les salariés et les travailleurs non salariés dépendants relèvent souvent de régimes de sécurité sociale différents ; en outre, dans quelques pays, les cotisations de sécurité sociale varient selon le type de contrat et confèrent moins de droits aux salariés temporaires. Par exemple, en Hongrie, certains salariés saisonniers et temporaires peuvent être employés dans le cadre d’un contrat de travail simplifié, en vertu duquel les employeurs versent des cotisations à un taux journalier forfaitaire qui donne accès aux soins d’urgence, aux prestations de chômage et à une couverture retraite limitée mais ne permet pas de bénéficier d’autres formes de sécurité sociale (Frey, 2011). De surcroît, et bien que ces droits soient en principe garantis par la législation contre la discrimination, les travailleurs temporaires éprouvent parfois des difficultés à faire valoir leurs droits à un congé de maladie ou à un congé parental parce qu’ils craignent que leur contrat ne soit pas renouvelé (ou pas converti) (Ichino et Riphahn, 2005).

Enfin, il conviendrait également de tenir compte du fait que certaines activités sont susceptibles d’être durables, tandis que d’autres sont de durée plus variable, quelles que soient les règles de rupture appliquées aux différents contrats. Par conséquent, quelle que soit la nature de leur contrat, les travailleurs condamnés à occuper des emplois de mauvaise qualité, caractérisés par une forte précarité, risquent de connaître plus souvent des épisodes de chômage. Ces travailleurs ont une moindre probabilité de verser suffisamment de cotisations pour pouvoir prétendre à des indemnités de chômage lorsqu’ils n’ont pas de travail. De surcroît, ils acquièrent souvent moins de droits à la retraite – dans les systèmes de retraite contributifs – et ont davantage de difficultés pour accéder à l’assurance maladie – dans les pays où l’accès à l’assurance maladie dépend en tout ou en partie de la situation dans l’emploi.

Conclusions

Dans ce chapitre, nous nous appuyons sur le concept d’emploi non régulier, qui regroupe toutes les formes d’emploi qui ne bénéficient pas de la même protection que les contrats réguliers, à durée indéterminée, pour décrire le dualisme du marché du travail et apprécier les inégalités entre les différents types de contrats sur le plan de la sécurité de l’emploi – qui constitue une dimension importante de la qualité de l’emploi. Pour décrire l’ampleur du phénomène, nous fournissons également de nouvelles données sur la part des travailleurs non salariés dépendants, qui sont généralement dans une situation de dépendance économique et personnelle. De cette analyse se dégagent quelques grandes tendances récentes : l’emploi temporaire reste largement utilisé dans un certain nombre de pays de l’OCDE, même si l’emploi permanent demeure la norme parmi les travailleurs en situation de subordination. De surcroît, à la multitude de contrats de travail qui existent s’ajoutent les contrats de sous-traitance, de plus en plus souvent utilisés en remplacement des contrats réguliers, à durée indéterminée. Le groupe formé par les travailleurs non réguliers est difficile à décrire, parce que les travailleurs temporaires et les travailleurs non salariés dépendants ont des caractéristiques différentes. Cependant, le portrait qui émerge des données disponibles confirme que les jeunes, les personnes les moins instruites et les moins qualifiées sont surreprésentés parmi les travailleurs temporaires et que l’emploi temporaire ne résulte généralement pas d’un choix délibéré.

De surcroît, les travailleurs non réguliers – qu’il s’agisse des salariés temporaires ou des travailleurs non salariés dépendants – sont souvent moins protégés par la législation du travail relative à la cessation d’emploi. L’examen précis de la législation applicable à ces travailleurs présenté ici montre clairement qu’il existe d’importants écarts entre travailleurs réguliers et non réguliers au niveau des coûts de rupture, ce qui semble entraîner, de fait, des différences en termes de qualité de l’emploi (voir également le chapitre 3). Les données présentées dans ce chapitre laissent penser que la majorité des travailleurs non réguliers sont dans une situation moins favorable en matière de sécurité de l’emploi perçue et de rémunération, même s’il existe des différences entre pays et entre contrats : ainsi, les travailleurs non réguliers, en particulier les salariés titulaires d’un contrat à durée déterminée et les travailleurs intérimaires, ont un sentiment d’insécurité beaucoup plus fort que les salariés permanents en ce qui concerne le risque de perte d’emploi, la probabilité de retrouver un poste et le risque de perte d’emploi coûteuse. De plus, et il s’agit là d’un phénomène plus inquiétant, bien que l’emploi non régulier puisse procéder d’un choix ou constituer un tremplin vers un emploi stable pour certains travailleurs, pour d’autres, en particulier pour les jeunes, il semble, d’après le faible taux de transition de l’emploi temporaire à l’emploi permanent, que ces inégalités persistent dans le temps et aient parfois des effets stigmatisants.

Les pouvoirs publics étant de plus en plus conscients du danger lié à l’utilisation des emplois non réguliers comme principale variable d’ajustement du marché du travail, certains pays, notamment ceux dotés de règles restrictives en matière de licenciement des travailleurs permanents, ont rendu les procédures d’embauche pour les contrats temporaires plus difficiles et plus coûteuses, sans modifier de manière sensible la réglementation relative au licenciement des salariés permanents. Il reste que ce type de mesures est parfois difficile à faire appliquer. De surcroît, comme le laissent penser les données présentées dans ce chapitre, les réformes qui durcissent les règles relatives à l’embauche peuvent avoir des effets négatifs sur les travailleurs temporaires en accroissant leur précarité d’emploi. À l’inverse, celles qui consistent en un assouplissement des règles relatives au licenciement des travailleurs permanents ont fait la démonstration de leur capacité à réduire le dualisme du marché du travail. Toutefois, pour des raisons d’équité et d’économie politique, tous les travailleurs ne bénéficiant pas forcément de ces réformes, il serait souhaitable qu’elles s’accompagnent de mesures garantissant une indemnisation du chômage adéquate, soumises à une obligation de recherche d’emploi rigoureusement appliquée, et d’un ensemble de mesures « d’activation » bien conçu, ce qui pourrait au total se révéler coûteux pour les finances publiques et nécessiter d’importantes capacités administratives.

Une autre façon de diminuer le dualisme du marché du travail consiste à faire converger les indemnités de cessation d’emploi prévues par les différents types de contrats en rendant plus homogène la réglementation des relations contractuelles. Les diverses formules de contrat de travail unique ou unifié récemment proposées dans les travaux de recherche constituent une version assez extrême de cette convergence, puisqu’elles impliqueraient la disparition, soit des contrats temporaires soit des contrats dont les coûts de rupture ne peuvent pas, à ancienneté égale, être fixés au même niveau que les coûts de licenciement de travailleurs réguliers. Cependant, supprimer purement et simplement les contrats temporaires risquerait de créer une rigidité excessive au niveau des décisions d’embauche et pourrait entraîner des pertes d’emploi. D’un autre côté, unifier les coûts de rupture en les fixant à un niveau relativement élevé tout en conservant diverses formes de contrats temporaires soulève un certain nombre de problèmes pratiques dont la solution est loin d’être évidente, en particulier dans les pays qui ont une tradition de judiciarisation des procédures de licenciement. De fait, les quelques pays qui ont rapproché les coûts de rupture des différents types de contrats sont tous des pays où la législation de l’emploi est peu protectrice et où la judiciarisation des licenciements est relativement limitée.

En somme, l’assouplissement d’une protection des emplois réguliers trop restrictive – associé à des réformes des politiques actives et passives du marché du travail – et/ou le rapprochement des règles de licenciement applicables aux différents contrats de telle manière qu’elles offrent une protection adaptée atténuerait vraisemblablement le dualisme du marché du travail tout en garantissant une réallocation efficiente des ressources, et par conséquent une progression de l’emploi et de la productivité. Cependant, il est probable que d’autres formes de dualisme – liées notamment à l’accès à la protection sociale et à l’avancement professionnel – persisteront. À l’avenir, les chercheurs devront s’attacher à étudier les mesures susceptibles de remédier à ces facteurs d’inégalité sans compromettre l’efficience économique.

Notes

 1. Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

 2. Il y a donc une différence entre l’emploi non régulier tel que nous le concevons ici et l’emploi atypique ou les autres formes non classiques d’emploi, qui englobent en principe le travail à temps partiel ou tous les types d’activité indépendante.

 3. En raison du manque de données se prêtant à des comparaisons fiables entre pays, il n’a pas été possible de réaliser une analyse systématique de l’emploi occasionnel dans ce chapitre.

 4. En Pologne, la période d’essai est systématiquement accomplie dans le cadre d’un contrat à durée déterminée.

 5. Un diagramme de dispersion entre la part des contrats à durée déterminée et la fréquence des contrats d’une durée inférieure à trois mois ne met aucune corrélation en évidence.

 6. Par exemple, entre 2006-07 et 2011-12, elle est passée de 38.8 % à 21.2 % en Finlande et de 33.6 % à 15.9 % en Estonie.

 7. Les travailleurs indépendants qui exercent pour leur propre compte sont des travailleurs indépendants qui n’emploient pas de salariés.

 8. En Pologne par exemple, depuis longtemps, certaines entreprises font pression sur leurs salariés pour qu’ils acceptent la conversion de leur contrat de travail en contrat de sous-traitance (voir, par exemple, Zientara, 2008), ce qui pourrait expliquer que la proportion de travailleurs non salariés dépendants mesurée à l’aide des données de l’enquête EWCS soit faible, alors même que le phénomène du travail indépendant exercé dans le cadre d’une relation de subordination et ses conséquences sociales font l’objet de vifs débats dans le pays (OCDE, 2014d). De fait, selon l’enquête EWCS, environ 1.6 % des Polonais déclarent être titulaires d’un contrat qui ne peut être considéré ni comme à durée indéterminée, ni comme à durée déterminée, ni comme un contrat d’intérim ou d’apprentissage, alors que cette proportion n’est que de 0.6 % en moyenne dans les autres pays de l’OCDE qui entrent dans le champ de l’enquête.

 9. Faute de données, les travailleurs non salariés dépendants ne sont pas pris en compte dans l’analyse. Les données sont issues de l’Enquête sur les forces de travail de l’Union européenne et des enquêtes nationales sur la population active et concernent donc l’emploi à durée déterminée et le travail par intérim.

 10. Ce pourcentage particulièrement élevé constaté en Slovénie s’explique en grande partie par l’intérim (23 % des jeunes travaillent par l’intermédiaire d’une agence d’intérim).

 11. La littératie est définie comme la capacité à comprendre, évaluer, utiliser des textes écrits et interagir avec ces textes, de manière à participer à la vie sociale, à atteindre ses objectifs et à développer ses connaissances et son potentiel. La numératie est définie comme la capacité à trouver, utiliser, interpréter et communiquer des informations et concepts mathématiques pour pouvoir traiter et gérer les exigences mathématiques de diverses situations de la vie adulte. La capacité à résoudre des problèmes dans des environnements à forte composante technologique est définie comme la capacité à utiliser les technologies numériques, les réseaux et les outils de communication pour acquérir des informations et les évaluer, communiquer avec autrui et accomplir des tâches pratiques.

 12. Par souci de cohérence avec l’analyse précédente.

 13. L’emploi temporaire englobe l’emploi à durée déterminée et le travail par intérim.

 14. Toutefois, en Australie, les salariés sans contrat – dont la plupart sont des travailleurs occasionnels – obtiennent des scores nettement plus mauvais que les travailleurs réguliers. Les différences de score sont statistiquement significatives au seuil de 1 % et sont grandes, s’établissant à 6.5 % en littératie et numératie et à 4 % en résolution des problèmes.

 15. Une autre comparaison, réalisée en fonction du niveau d’instruction pour faire la part entre les effets des diplômes et ceux des compétences sur les scores en fonction du type de contrat, montre que la différence de score entre travailleurs temporaires et permanents est très grande parmi les travailleurs qui ont un niveau d’instruction faible, notamment au Royaume-Uni, mais aussi en Suède et en Belgique (voir OCDE, 2014b).

 16. Les commentaires du personnel de l’OIT – et notamment de Mariya Aleksynska, Mélanie Jeanroy, Angelika Muller et Corinne Vargha – sur la première version des sections du questionnaire relatives aux contrats non réguliers sont vivement appréciés, à l’instar de la contribution de Danielle Venn à l’harmonisation des réponses des pays. Néanmoins, le Secrétariat de l’OCDE assume l’entière responsabilité de son contenu et de l’analyse présentée ici.

 17. Les informations présentées ci-dessous font principalement référence aux règles définies par la législation. Toutefois, le cas échéant, il est également fait référence aux règles issues de la jurisprudence et des conventions collectives.

 18. Les contrats saisonniers et de projet ne sont parfois pas autorisés pour les salariés. Toutefois, lorsque c’est le cas, il est possible de conclure un contrat de service pour la réalisation d’un projet (ou d’un travail saisonnier) en dehors de la relation de travail existant entre un employeur et une personne.

 19. Dans certains cas, ces limites ne s’appliquent que pour les contrats successifs pour le même poste. En France par exemple, un salarié peut être recruté à plusieurs reprises par le même employeur dans le cadre d’un CDD classique si, à chaque renouvellement, il est affecté à un poste différent. Ailleurs, il est parfois possible d’obtenir une dérogation aux limites imposées par la réglementation si la raison qui motive la conclusion d’un CDD change. Ainsi, en Suède, la durée cumulative maximale des contrats, fixée à deux ans, s’applique par type de contrat, si bien qu’il est possible d’engager un même salarié dans le cadre de CDD pendant plus de deux ans en modifiant le motif qui justifie le recours à un tel contrat, à condition d’être en mesure de convaincre les juges de la légitimité de ces motifs (voir Engblom, 2008).

 20. L’Autriche, le Danemark et la Turquie ne restreignent pas non plus le nombre ou la durée des contrats, mais leur renouvellement doit être fondé sur des raisons objectives (à l’instar du premier contrat dans le cas de la Turquie).

 21. En 2010, le code du travail hongrois a été simplifié pour autoriser « l’emploi simplifié » des travailleurs saisonniers et temporaires dans une tentative de lutte contre le travail au noir et la soustraction à l’impôt et aux cotisations sociales parmi les travailleurs saisonniers. En vertu de ces règles, les entreprises peuvent employer des travailleurs pendant une période maximale de 120 jours par an dans des emplois saisonniers dans le domaine de l’agriculture et du tourisme, et dans des emplois « temporaires » dans d’autres secteurs. Les travailleurs temporaires peuvent travailler pendant une période pouvant atteindre cinq jours consécutifs, 15 jours par mois et 90 jours par an. Aucun quota ne s’applique au recours aux travailleurs saisonniers, mais les travailleurs temporaires sont limités à environ 20 % de l’emploi total dans l’entreprise utilisatrice. L’emploi simplifié ne nécessite pas de contrat de travail écrit (contrairement à l’emploi standard en Hongrie) mais les travailleurs doivent être enregistrés. L’enregistrement peut être effectué rapidement en ligne ou par téléphone mobile.

 22. La synchronisation est également obligatoire en France dans le cas des contrats à durée déterminée conclus entre l’agence et le travailleur.

 23. Dans la plupart des pays, le montant dû en contrepartie correspond aux salaires dus pour la période non échue du contrat résilié.

 24. En vertu de la loi sur la garantie de revenu des salariés (BMSVG) de 2002, les employeurs prélèvent une cotisation fixée par la loi sur le salaire mensuel du salarié et versent cette cotisation à la caisse de prévoyance des salariés de leur choix. En cas de licenciement, un employé ayant au moins trois ans d’ancienneté peut choisir de percevoir le montant de son compte ou de conserver ses droits en vue d’une future retraite. Si le salarié démissionne ou que son ancienneté est inférieure à trois ans, aucune indemnité ne lui est versée mais le solde du compte est transmis à l’employeur suivant. Le montant des indemnités dépendra du capital accumulé, des revenus d’investissement et du capital garanti.

 25. Toutefois, dans tous ces pays, une plainte pour licenciement abusif aura moins de chances d’aboutir en cas de résiliation à la date d’échéance qu’en cas de résiliation d’un contrat régulier.

 26. Les cotisations d’assurance chômage versées par les employeurs au titre des contrats réguliers sont égales à 1.31 % du salaire brut.

 27. Des subventions à la conversion des contrats à durée indéterminée en contrats à durée déterminée existent également dans d’autres pays (par exemple Japon), mais ne s’accompagnent pas de désincitations budgétaires à l’utilisation des CDD.

 28. Les règles relatives à la résiliation des contrats réguliers s’appliquent généralement dans le cas de contrats d’intérim à durée indéterminée.

 29. Loi 262/2006 Coll., partie 3, modifiée en 2012. Toutefois, ce groupe de travailleurs ne représente qu’une petite partie des travailleurs dépendants en situation de subordination dans ce pays.

 30. Toutefois, dans les pays où la protection de l’emploi des salariés réguliers est limitée (comme les États-Unis ou la plupart des provinces canadiennes ; voir, par exemple, OCDE, 2013a), la lutte contre les recours abusifs à la catégorie des indépendants constitue davantage une problématique budgétaire et de protection sociale.

 31. Les pays de droit civil sont les pays disposant d’un code civil codifié. Ils s’opposent traditionnellement aux pays de common law (notamment les pays anglophones et Israël) où les coutumes et les précédents, réflétés par la jurisprudence, sont tout aussi importants pour définir la législation. Un certain nombre de pays, comme la plupart des pays nordiques, se situent entre ces deux catégories extrêmes.

 32. Dans la plupart des pays, les critères juridiques sont appliqués de manière holistique, ce qui signifie qu’ils sont utilisés à des fins d’orientation mais que l’importance relative de chacun d’entre eux est déterminée par la spécificité de chaque affaire.

 33. En Australie, le Fair Work Act de 2009 (Sec. 358) interdit également le licenciement ou la menace de licenciement à l’égard d’un salarié à la seule fin de réembaucher cette personne en tant qu’indépendant pour réaliser le même type de travail.

 34. Pour tenir compte de l’hétérogénéité non observée, suivant Wooldridge (2002), la distribution des effets individuels est paramétrée sous la forme d’une fonction linéaire de la situation dans l’emploi initiale lors de la première vague du panel et de la moyenne temporelle des régresseurs (voir OCDE, 2014a, encadré 2.1).

 35. Depuis une quinzaine d’années, les indicateurs subjectifs suscitent de plus en plus l’intérêt des statisticiens et des économistes (Stiglitz et al., 2009). Ils donnent en effet des informations précieuses en complément de celles fournies par les indicateurs plus traditionnels, en raison de leur valeur intrinsèque et parce qu’ils rendent compte des effets de facteurs dont les autres indicateurs ne rendent pas compte (voir le chapitre 3).

 36. En outre, le graphique 4.10 a été construit à partir d’un échantillon dont les travailleurs ayant plus de huit ans d’ancienneté ont été exclus. Quelque 95 % des travailleurs titulaires d’un contrat à durée déterminée ont huit ans d’ancienneté ou moins, ce qui permet, dans la pratique, de limiter l’analyse à une base statistique commune.

 37. Il n’est cependant pas pour autant exclu que les résultats présentés ici soient faussés par un biais de sélectivité si la LPE a, sur les caractéristiques non observables de travailleurs titulaires de types de contrats différents, une incidence qui est corrélée avec la sécurité de l’emploi mais qui n’est pas corrélée avec les caractéristiques observables incluses dans le modèle.

 38. Lorsque l’on répartit les pays dans deux groupes seulement (EPRC élevé ou faible), la différence entre les groupes est significative au seuil de 5 %.

 39. Du fait du petit nombre d’observations disponibles concernant les contrats d’intérim dans certains groupes de pays, il n’a pas été possible de faire la différence entre les contrats d’intérim et les contrats à durée déterminée classiques sur le graphique 4.11.

 40. La proportion de travailleurs réguliers ayant le sentiment d’être exposés à un risque de perte d’emploi élevé varie peu d’un groupe de pays à l’autre.

 41. Le fait que l’on obtienne des résultats similaires en utilisant des variables dichotomiques du degré – élevé ou faible – de la LPE et en utilisant des indicateurs quantitatifs est très rassurant. En fait, les effets estimés des indicateurs quantitatifs sont particulièrement sensibles aux valeurs extrêmes qui ont un fort effet de levier (c’est-à-dire qui se situent en bas ou en haut de la distribution). En revanche, les effets de variables dichotomiques sont sensibles aux valeurs extrêmes qui ont un faible effet de levier (qui sont proches du centre de la distribution). Il est donc permis d’en déduire que les valeurs extrêmes ne posent pas de problème ici.

 42. Cependant, les indices de la LPE n’ont une incidence sur la sécurité de l’emploi perçue que dans le cas des titulaires d’un contrat à durée déterminée. Cet effet n’est pas observé dans le cas des travailleurs intérimaires.

 43. Une comparaison des graphiques 4.10 et 4.11 montre là aussi que ces différences sont relativement grandes.

 44. Motifs pour lesquels il est possible de recourir aux contrats à durée déterminée ou d’intérim, lourdeur administrative du recours à l’intérim et obligation d’égalité de traitement des travailleurs intérimaires.

 45. Il n’en reste pas moins que, comme indiqué dans la section 1, la plupart des travailleurs titulaires d’un contrat à durée déterminée déclarent que cette situation est involontaire.

 46. On observe un effet négatif de la rotation sur la satisfaction dans l’emploi uniquement lorsque l’on tient compte des effets du montant du salaire, ce qui laisse penser qu’une rémunération plus élevée et le changement fréquent d’emploi se compensent en termes de bien-être.

 47. Ce problème risque de concerner plus particulièrement les personnes les moins instruites, parce qu’elles connaissent généralement des épisodes de chômage plus longs (voir OCDE, 2012).

 48. Habituellement, la formation générale est définie comme la formation qui permet d’acquérir des compétences également utilisables dans d’autres entreprises. Elle s’oppose à la formation spécifique à l’entreprise, qui permet d’acquérir des compétences quasiment inexploitables dans d’autres entreprises.

 49. Cette méthode est celle qui était en général utilisée dans les premières études – voir, par exemple, Amuedo-Dorantes (2000) et Dekker (2007).

 50. Ces estimations ont été obtenues à partir des mêmes sources de données et des mêmes méthodes que celles employées pour construire le graphique 4.9, notamment parce que la situation initiale a été prise en compte. Cette méthode a récemment été utilisée pour l’Australie par Buddelmeyer et Wooden (2010), qui ont constaté qu’un travailleur occasionnel avait moins de chances d’occuper un poste permanent un an plus tard qu’un chômeur. Elle a aussi été employée par Picchio (2008), qui a constaté qu’en Italie, occuper un emploi temporaire accroît d’environ 15 points de pourcentage la probabilité d’occuper un poste permanent deux ans plus tard.

 51. Ces constatations semblent cependant aller dans le même sens que celles d’autres évaluations de réformes du marché du travail visant à faciliter le recours aux contrats temporaires sans modifier les règles relatives aux contrats permanents. En fait, ces évaluations montrent généralement que les réformes de ce type entraînent une substitution de l’emploi temporaire à l’emploi permanent sans hausse de l’emploi en général.

 52. L’Islande, la Hongrie, la Norvège et la République slovaque font exception, même si ce pourcentage reste inférieur à 60 %. Le faible pourcentage constaté pour les Pays-Bas s’explique en partie par la fréquence du travail à temps partiel dans ce pays.

 53. Par exemple, dans le cas de certains travailleurs, il est possible que le faible taux de passage à un emploi régulier traduise, non pas le fait que ces travailleurs avaient initialement un contrat temporaire, mais le fait que la nature de leur profession exige le recours à un contrat temporaire (c’est le cas des travailleurs saisonniers, des travailleurs du secteur des médias, etc.).

 54. Selon les mêmes données, dans tous ces pays, moins de 5 % des travailleurs permanents au cours d’une année occupent un emploi temporaire trois ans plus tard.

 55. Cette catégorie d’emplois englobe à la fois l’emploi non régulier et à temps partiel.

 56. Les constatations d’Autor et Houseman (2010), de Garcia-Pérez et al. (2014) et de Jahn et Rosholm (2014) précitées peuvent également être interprétées comme une preuve du fait qu’aux États-Unis, en Espagne et au Danemark, l’emploi temporaire constitue un piège pour certains groupes de travailleurs.

 57. Nous exprimons toute notre reconnaissance à Michele Pellizzari, de l’Université de Genève, pour sa contribution à l’analyse des relations entre contrat temporaire et formation présentée ici.

 58. En outre, les estimations ponctuelles pour ces deux pays sont sensibles au traitement des travailleurs sans contrat. En Australie, si l’on inclut ces travailleurs au groupe des travailleurs non réguliers – supposant ainsi que la plupart d’entre eux sont des travailleurs occasionnels –, l’effet estimé de la qualité de travailleur non régulier devient négatif. On obtient des résultats similaires en excluant les travailleurs sans contrat du groupe des travailleurs réguliers aux États-Unis.

 59. Ces indemnités pourraient également être justifiées par le fait que les travailleurs qui passent trop de temps au même poste risquent de voir leur employabilité diminuer.

 60. Par exemple, la proposition de Contratto Unico di Inserimento, formulée par Boeri et Garibaldi (2008) dans le contexte italien prévoit une phase « d’entrée » (d’une durée maximale de trois ans), durant laquelle le travailleur aurait droit à des indemnités de licenciement proportionnelles à son ancienneté et, en cas de licenciement abusif (sans cause légitime) à six mois de salaire en guise d’indemnités de licenciement (cinq jours de salaire par mois) ; viendrait ensuite une phase de « stabilité », durant laquelle le travailleur relèverait d’un contrat permanent sans modification des droits prévus en cas de licenciement (notamment, en cas de licenciement abusif, le droit d’être réintégré dans l’entreprise si celle-ci compte plus de 15 salariés et le droit à une indemnité de licenciement correspondant à six mois de salaire dans les petites entreprises).

 61. Une version extrême de cette proposition consiste à étendre la période d’essai de manière suffisante pour priver les contrats à durée déterminée d’intérêt, sans modifier les coûts induits par le licenciement de travailleurs permanents au-delà de la période d’essai. Cependant, cette formule aurait probablement des effets de seuil considérables. De surcroît, l’extension de la période d’essai pourrait être jugée contraire aux instruments supranationaux, par exemple, pour les pays qui l’ont ratifiée, à la Convention n° 158 de l’Organisation mondiale du travail (OIT), dont l’article 2 dispose que la période d’essai doit être de durée raisonnable. Ainsi, le Contrat nouvelle embauche introduit en France (pays qui a ratifié la Convention n° 158) en 2005, qui prévoyait une période d’essai de deux ans sous certaines conditions, a par la suite été annulé par la plus haute juridiction du pays, qui l’a jugé contraire à la Convention de l’OIT.

 62. Par exemple, dans la proposition de Contrato Unico formulée pour l’Espagne par des chercheurs en économie (Abadie et al., 2009), l’indemnité de licenciement augmentait plus que proportionnellement à l’ancienneté, de 12 à 36 jours de salaire par année de service, une indemnité de 36 jours par année de service se situant à mi-chemin entre l’indemnité qui était due en Espagne en 2009 en cas de licenciement légitime et celle due en cas de licenciement abusif.

 63. Le fonds de garantie de revenu autrichien correspond exactement à ce modèle, à ceci près que les contrats non réguliers n’ont pas été supprimés (voir section 2).

 64. La modulation des cotisations d’assurance chômage versées par les entreprises en fonction de leurs antécédents en matière de licenciement appliquée aux États-Unis est une illustration de ce type de mécanisme fiscal, même si l’entreprise ne verse pas d’indemnités sous forme de capital au moment du licenciement.

 65. Voir STS 20-9-13, Rec. 11/2013 et STS 27-1-14, Rec. 100/2013. Cette seconde affaire concernait une situation de dérogation à une convention collective pour raisons économiques, mais le tribunal a motivé sa décision en rappelant le principe général selon lequel le juge doit apprécier s’il y a une coïncidence raisonnable entre la raison alléguée et la décision du chef d’entreprise.

 66. Voir, par exemple, Trib. Bologna, 15 octobre 2012, est. Marchesini ; Trib. Milano, 19 décembre 2012, est. Scarzella ; Trib. Roma, 14 janvier 2013; est. Valle ; Trib. Milano, 24 janvier 2013, est. Lualdi et Trib. Ravenna, 18 mars 2013, est. Riverso.

 67. En Allemagne par exemple, les salariés victimes d’un licenciement économique peuvent renoncer à leur droit de contester leur licenciement devant les tribunaux en contrepartie d’une indemnité de licenciement minimum garantie (et du droit de solliciter des prestations de chômage). À l’inverse, s’ils engagent une procédure en justice et n’obtiennent pas gain de cause, ils n’ont droit à aucune indemnité.

 68. Récemment, le gouvernement néerlandais a approuvé un projet de loi similaire, qui doit cependant être soumis au Parlement.

 69. Voir l’encadré 4.3 pour l’Italie. En France, une réforme du code du travail approuvée par le Parlement en mai 2013 a facilité les licenciements pour motif économique tout en augmentant les cotisations sociales dues sur les contrats de courte durée et en accordant un allègement des prélèvements obligatoires en cas de conversion d’un contrat temporaire en contrat à durée indéterminée (voir la section 2). En Espagne, les réformes de 2010 et 2012 ont introduit diverses dispositions qui réduisent le coût et les difficultés liés au licenciement de travailleurs permanents et, dans le même temps, augmenté les indemnités de rupture dues au terme d’un contrat à durée déterminée (les faisant passer de 8 jours de salaire avant la réforme à 12 jours de salaire par année de service à l’horizon 2015). Pour les entreprises de moins de 25 salariés, cette mesure était censée uniformiser progressivement les coûts de rupture entre les différents contrats en cas de licenciement légitime, ces entreprises pouvant prétendre à une subvention compensant une partie de l’indemnité de licenciement due en cas de licenciement légitime, ce qui réduisait les coûts de rupture à la charge de l’employeur pour les ramener à 12 jours de salaire par année de service (OCDE, 2014c) ; cette subvention a cependant été supprimée en décembre 2013, si bien que les disparités en matière de coûts de rupture persistent.

Références

Abadie, A. et al. (2009), Propuesta para la reactivación laboral en España, FEDEA, Madrid.

ABS (2013), « Forms of Employment, Australia », Australian Bureau of Statistics, Canberra.

Aguirregabiria, V. et C. Alonso-Borrego (2009), « Labor Contracts and Flexibility: Evidence from a Labor Market Reform in Spain », University Carlos III de Madrid Economic Series Working Paper, n° 09-18.

Amuedo-Dorantes, C. (2000), « Work Transitions Into and Out of Involuntary Temporary Employment in a Segmented Market: Evidence from Spain », Industrial and Labor Relations Review, vol. 53, n° 2, pp 309-325.

Aoyagi, C. et G. Ganelli (2013), « The Path to Higher Growth: Does Revamping Japan’s Dual Labor Market Matter? », IMF Working Paper, n° 13/202, Fond monétaire international, Washington, DC.

Autor, D.H. (2001), « Why Do Temporary Help Firms Provide Free General Skills? », Quarterly Journal of Economics, vol. 116, pp. 1409-1448.

Autor, D.H. et S.N. Houseman (2010), « Do Temporary-Help Jobs Improve Labor Market Outcomes for Low-Skilled Workers? Evidence from ’Work First’ », American Economic Journal: Applied Economics, vol. 2, n° 3, pp. 96-128.

Bassanini, A. et al. (2007), « Workplace Training in Europe », in G. Brunello, P. Garibaldi et E. Wasmer (dir. pub.), Education and Training in Europe, Oxford University Press, Oxford.

Bassanini, A. et A. Garnero (2013), « Dismissal Protection and Worker Flows in OECD Countries: Evidence from Cross-country/Cross-industry Data », Labour Economics, vol. 21, pp. 25-41.

Bassanini, A., L. Nunziata et D. Venn (2009), « Job Protection Legislation and Productivity Growth in OECD Countries », Economic Policy, vol. 58, pp. 349-402.

Bassanini, A., T. Breda, E. Caroli et A. Rébérioux (2013), « Workers in Family Firms: Paid Less But More Secure? Evidence from French Matched Employer-Employee Data », Industrial and Labor Relations Review, vol. 66, n° 2, pp. 433-466.

Bentolila, S. et J. Dolado (1994), « Labour Flexibility and Wages: Lessons from Spain », Economic Policy, vol. 18, pp. 55-99.

Bentolila S., J. Dolado et J. Jimeno (2008), « Two-Tier Employment Protection Reforms: The Spanish Experience », CESifo DICE Report, vol. 6, pp. 49-56.

Berton, F. et P. Garibaldi (2012), « Workers and Firms Sorting into Temporary Jobs », Economic Journal, vol. 122, pp. F125-F154.

Berton, F., F. Devicienti et L. Pacelli (2007), « Temporary Jobs: Port of Entry, Trap, or Just Unobserved Heterogeneity? », LABORatorio R. Revelli Working Papers Series, n° 68, Turin.

Berton, F., G. Segre et L. Pacelli (2005), « Il Lavoro Parasubordinato in Italia: Tra Autonomia del Lavoratore e Precarietà del Lavoro », Rivista Italiana degli Economisti, vol. 10, n°°1, pp. 57-100.

BIT (2012), World of Work Report, Bureau international du Travail, Genève.

BIT (2006), « The Employment Relationship », Conférence internationale du travail, 95e Session 2006, Rapport n° V(1), Bureau international du Travail, Genève.

Blanchard, O.J. et J. Tirole (2003), « Contours of Employment Protection Reform », MIT Department of Economics Working Paper, n° 03-35.

Böckerman, P., P. Ilmakunnas et E. Johansson (2011), « Job Security and Employee Well-being: Evidence from Matched Survey and Register Data », Labour Economics, vol. 18, n° 4, pp. 547-554.

Böheim, R. et A.R. Cardoso (2009), « Temporary Help Services Employment in Portugal, 1995-2000 », in D.H. Autor (dir. pub.), Studies in Labor Market Intermediation, University of Chicago Press for the NBER, Chicago, États-Unis.

Boeri, T. (2011), « Institutional Reforms and Dualism in European Labor Markets », in O. Ashenfelter et D. Card (dir. pub.), Handbook of Labor Economics, vol. 4b, North Holland, Amsterdam.

Boeri, T. et P. Garibaldi (2008), Un nuovo contratto per tutti: Per avere più lavoro, salari più alti e meno discriminazione, Chiarelettere, Milan.

Boeri, T. et P. Garibaldi (2007), « Two Tier Reforms of Employment Protection: A Honeymoon Effect? », Economic Journal, vol. 117, pp. F357-F385.

Boeri, T. et J. van Ours (2013), The Economics of Imperfect Labor Markets, 2e édition, Princeton University Press, Princeton, États-Unis.

Boeri, T., P. Garibaldi et E.R. Moen (2013), « The Economics of Severance Pay », IZA Discussion Paper, n° 7455, Bonn.

Booth, A.L., M. Francesconi et J. Frank (2002), « Temporary Jobs: Stepping Stones or Dead Ends? », Economic Journal, vol. 112, pp. F189-F213.

Bosio, G. (2014), « The Implications of Temporary Jobs on the Distribution of Wages in Italy: An Unconditional IVQTE Approach », Labour, vol. 28, n° 1, pp. 64-86.

Buddelmeyer, H. et M. Wooden (2010), « Transitions Out of Casual Employment: The Australian Experience », Industrial Relations, vol. 50, n° 1, pp. 109-130.

Burchell, B., S. Deakin et S. Honey (1999), The Employment Status of Individuals in Non-standard Employment, ministère du Commerce et de l’Industrie, Londres.

Cahuc, P. (2012), « For a Unified Contract », European Labour Law Journal, vol. 3, n° 3, pp. 191-206.

Cahuc, P. et A. Zylberberg (2008), « Optimum Income Taxation and Layoff Taxes », Journal of Public Economics, vol. 92, pp. 2003-19.

Cappellini, E. et al. (2014), « Il lavoro dopo la legge Fornero », lavoce.info, 21 février 2014, www.lavoce.info.

Casquel, E. et A. Cunyat (2008), « Temporary Contracts, Employment Protection and Skill: A Simple Model », Economics Letters, vol. 100, n° 3, pp. 333-336.

Centeno, M. et A. Novo (2012), « Excess Worker Turnover and Fixed-term Contracts: Causal Evidence in a Two-tier System », Labour Economics, vol. 19, pp. 320-328.

Clark, A. et al. (2005), « Heterogeneity in Reported Well-being: Evidence from Twelve European Countries », Economic Journal, vol. 115, pp. C118-C132.

Clark, A. et F. Postel-Vinay (2009), « Job Security and Job Protection », Oxford Economic Papers, vol. 61, pp. 207-239.

Cockx, B. et M. Picchio (2012), « Are Short-lived Jobs Stepping Stones to Long-Lasting Jobs? », Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol. 74, n° 5, pp. 646-675.

Conde-Ruiz, J.I., F. Felgueroso et J.I. Garcia-Pérez (2011), « Reforma Laboral 2010: Una Primera Evaluación y Propuestas de Mejora », Revista de Economia Aplicada, vol. 19, n° 3, pp. 147-180.

De Graaf-Zijl, M., G. van den Berg et A. Heyma (2011), « Stepping Stones for the Unemployed: The Effect of Temporary Jobs on the Duration Until (Regular) work », Journal of Population Economics, vol. 24, n° 1, pp. 107-139.

Dekker, R. (2007), « Non-standard Employment and Mobility in the Netherlands », MPRA Paper, n° 7385, University Library of Munich.

Dolado, J., S. Ortigueira et R. Stucchi (2012), « Does Dual Employment Protection Affect TFP? Evidence from Spanish Manufacturing Firms », CEPR Discussion Paper, n° 8763, Londres.

Eichhorst, W. et al. (2013), « Social Protection Rights of Economically Dependent Self-employed Workers », IZA Discussion Paper, n° 54, Bonn.

EIRO (2002a), « Economically Dependent Workers, Employment Law and Industrial Relations », Observatoire européen des relations industrielles, www.eurofound.europa.eu/eiro/2002/05/study/tn0205101s.htm, consulté le 1er septembre 2013.

EIRO (2002b), « EIRO Comparative Study on Economically Dependent Workers: The Case of Germany », Observatoire européen des relations industrielles, www.eurofound.europa.eu/eiro/2002/05/word/de0202206s.doc, consulté le 1er septembre 2013.

Engblom, S. (2008), « Fixed-Term-at-Will: The New Regulation of Fixed-term Work in Sweden », International Journal of Comparative Labour Law and Industrial Relations, vol. 24, pp. 133-149.

Esteban-Pretel, J., R. Nakajima et R. Tanaka (2011), « Are Contingent Jobs Dead Ends or Stepping Stones to Regular Jobs? Evidence from a Structural Estimation », Labour Economics, vol. 18, n° 4, pp. 513-526.

Eurofound (2010), « 5th European Working Conditions Survey (EWCS) », www.eurofound.europa.eu/working/surveys/.

Feldstein, M. (1976), « Temporary Layoffs in the Theory of Unemployment », Journal of Political Economy, vol. 84, pp. 937-957.

Frey, M. (2011), « The Legal and Institutional Environment of the Hungarian Labour Market », in K. Fazekas et G. Molnár (dir. pub.), The Hungarian Labour Market – Review and Analysis 2011: Effects of the Crisis, Institute of Economics, Hungarian Academy of Sciences, Budapest.

Gagliarducci, S. (2005), « The Dynamics of Repeated Temporary Jobs », Labour Economics, vol. 12, n° 4, pp. 429-448.

Garcia-Pérez, J.I., et F. Muñoz-Bullón (2011), « Transitions into Permanent Employment in Spain: An Empirical Analysis for Young Workers », British Journal of Industrial Relations, vol. 49, n° 1, pp. 103-143.

Garcia-Pérez, J.I., I. Marinescu et J. Vall-Castello (2014), « Can Fixed-Term Contracts Put Low-Skilled Youth on a Better Career Path? », Elsa Seminar Series, mars 2014, OCDE, Paris.

Goux, D., E. Maurin et M. Pauchet (2001), « Fixed-Term Contracts and the Dynamics of Labour Demand », European Economic Review, vol. 45, pp. 533-552.

Güell, M. et B. Petrongolo (2007), « How Binding Are Legal Limits? Transitions from Temporary to Permanent Work in Spain », Labour Economics, vol. 14, pp. 153-183.

Hagen, T. (2003), « Do Fixed-Term Contracts Increase the Long-Term Employment Opportunities of the Unemployed? », ZEW Discussion Paper, n° 03-49, Mannheim.

Heinrich, C.J., P.R. Mueser et K.R. Troske (2005), « Welfare to Temporary Work: Implications for Labor Market Outcomes », Review of Economics and Statistics, vol. 87, n° 1, pp. 154-173.

Hijzen, A., L. Mondauto et S. Scarpetta (2013), « The Perverse Effects of Job-Security Provisions on Job Security in Italy: Results from a Regression Discontinuity Design », OECD Social, Employment and Migration Working Papers, n° 151, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5k40hthb969w-en.

Ichino, A. et R.T. Riphahn (2005), « The Effect of Employment Protection on Worker Effort: Absenteeism During and After Probation », Journal of the European Economic Association, vol. 3, n° 1, pp. 120-143.

Jahn, E. et M. Rosholm (2014), « Looking Beyond the Bridge: The Effect of Temporary Agency Employment on Labor Market Outcomes », European Economic Review, vol. 65, pp. 108-125.

Jahn, E. et M. Rosholm (2013), « Is Temporary Agency Employment a Stepping Stone for Immigrants? », Economics Letters, vol. 118, n° 1, pp. 225-228.

Kahn, L.M. (2010), « Employment Protection Reforms, Employment and the Incidence of Temporary Jobs in Europe: 1996-2001 », Labour Economics, vol. 17, pp. 1-15.

Kim, S.H. (2014), « Dependent Self-employed Workers: Challenges and Responses », OECD Social, Employment and Migration Working Papers, à paraître.

Kvasnicka, M. (2009), « Does Temporary Help Work Provide a Stepping Stone to Regular Employment? », in D.H. Autor (dir. pub.), Studies in Labor Market Intermediation, University of Chicago Press for the NBER, Chicago, États-Unis.

Lepage-Saucier, N., J. Schleich et E. Wasmer (2013), « Moving Towards a Single Labour Contract: Pros, Cons and Mixed Feelings », OECD Economic Department Working Papers, n° 1026, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5k4c0vvc4zxv-en.

Ministère du Travail et des Politiques sociales (2012), La riforma del mercato del lavoro in una prospettiva di crescita, ministère du Travail et des Politiques sociales, Rome.

Moen, E.R. et A. Rosen (2004) « Does Poaching Distort Training? », Review of Economic Studies, vol. 71, n° 4, pp. 1143-1162.

Muñoz-Bullón, F. (2004), « Training Provision and Regulation: An Analysis of the Temporary Help Industry », International Journal of Manpower, vol. 25, n° 7, pp. 656-682.

OCDE (2014a), Job, Wages and Inequality, Éditions OCDE, Paris, à paraître.

OCDE (2014b), « Non-regular Employment, Job Security and the Labour Market Divide – Further Material », annexe du chapitre 4 des Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2014, disponible en ligne uniquement à l’adresse suivante : www.oecd.org/fr/els/emp/perspectivesdelemploidelocde.htm.

OCDE (2014c), The 2012 Labour Market Reform in Spain: A Preliminary Assessment, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264213586-en.

OCDE (2014d), Études économiques de l’OCDE : Pologne 2014, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/eco_surveys-pol-2014-fr.

OCDE (2013a), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2013, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2013-fr.

OCDE (2013b), Perspectives de l’OCDE sur les compétences 2013 : Premiers résultats de l’Évaluation des compétences des adultes, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204096-fr.

OCDE (2013c), « Detailed Description of Employment Protection Legislation, 2012-2013 », www.oecd.org/fr/els/emp/lesindicateursdelocdesurlaprotectiondelemploi.htm.

OCDE (2012), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2012, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2012-fr.

OCDE (2010), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2010, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2010-fr.

OCDE (2007), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2007, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2007-fr.

OCDE (2006), Stimuler l’emploi et les revenus : Les leçons à tirer de la réévaluation de la Stratégie de l’OCDE pour l’emploi, Éditions OCDE, Paris, www.oecd.org/fr/emploi/emp/36889841.pdf.

OCDE (2002), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2002, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2002-fr.

Oostven, A. et al. (2013), « Self-employed or Not Self-employed? Working Conditions of Economically Dependent Workers », Background paper, 5th European Working Conditions Survey, Eurofound, Dublin.

Picchio, M. (2008), « Temporary Contracts and Transitions to Stable Jobs in Italy », Labour, vol. 22, pp. 147-174.

Rebollo-Sanz, Y. (2011), « Landing a Permanent Contract in Spain: Do Job Interruptions and Employer Diversification Matter? », The Manchester School, vol. 79, n° 6, pp. 1197-1236.

Saint-Paul, G. (1996), Dual Labor Markets, MIT Press, Cambridge, États-Unis.

Stiglitz, J.E., A. Sen et J.P. Fitoussi (2009), « Report by the Commission on the Measurement of Economic Performance and Social Progress », www.stiglitz-sen-fitoussi.fr/en/index.htm.

Statistik Austria (2002), Statistische Nachrichten, n° 5/2002, Statistik Austria, Vienne.

Theodore, N. et J. Peck (2013), « Selling Flexibility: Temporary Staffing in a Volatile Economy », in J. Fudge et K. Strauss (dir. pub.), Temporary Work, Agencies and Unfree Labor, Routledge, New York.

Toharia, L. et I. Cebrián (2007), La temporalidad en el empleo: Atrapamiento y trayectorias, Colección Informes y Estudios (Serie Empleo), Madrid.

Venn, D. (2009), « Legislation, Collective Bargaining and Enforcement: Updating the OECD Employment Protection Indicators », OECD Social, Employment and Migration Working Papers, n° 89, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/223334316804.

Wooldridge, M. (2002), Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press, Cambridge, États-Unis.

Zientara, P. (2008), « A Report on the Polish Labor Market: An Insider-Outsider System », Industrial Relations, vol. 47, n° 3, pp. 419-429.

Références des bases de données

OCDE (2013), « Statistiques du marché du travail : Emploi permanent temporaire : fréquence », Statistiques de l’OCDE sur l’emploi et le marché du travail (base de données), http://dx.doi.org/10.1787/data-00297-fr.

Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) 2013, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204096-fr.

Annexe 4.A1.

Tableaux et graphiques complémentaires

Graphique 4.A1.1. L’emploi temporaire par secteur, 2011-12, personnes âgées de 25 à 54 ans

Pourcentage de l’ensemble des salariés dans chaque secteur

Graphique 4.A1.1. L’emploi temporaire par secteur, 2011-12, personnes âgées de 25 à 54 ans (suite)

Pourcentage de l’ensemble des salariés dans chaque secteur

Note : Canada : le secteur de l’éducation, le secteur social et du spectacle inclut les informations (secteur 51) du SCIAN 2002. D’autres services (secteur 81 du SCIAN 2002) sont exclus.

TOT : total ; ADMIN : administration publique et défense, sécurité sociale obligatoire ; AGR : agriculture, sylviculture et pêche ; CONS : construction ; EDU : éducation, services sociaux et de divertissement ; IND : industrie ; SERV : services commerciaux.

Source : Calculs de l’OCDE fondés sur les microdonnées des enquêtes de population active de l’Union européenne et les enquêtes nationales de population active.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142747

Tableau 4.A1.1. Contrats saisonniers et de projets
| Contrats saisonniers | Contrats de projets
| Le contrat peut s’achever à la fin de la saison (sans date spécifique) ? | Les règles relatives aux CDD s’appliquent-elles ? | Autres restrictions/conditions | Le contrat peut s’achever à la fin du projet (sans date spécifique) ? | Les règles relatives aux CDD s’appliquent-elles ? | Autres restrictions/conditions
Allemagne | Oui | Oui | Au moins deux semaines de préavis avant la date marquant la fin de la saison. | Oui | Oui | Au moins deux semaines de préavis par rapport à la date de fin du projet.
Australie | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Autrichea | Oui | Oui | La fin de la « saison » doit être correctement spécifiée dans le contrat. Ne peut s’appliquer qu’au véritable travail saisonnier, par exemple l’agriculture, le bâtiment. | Oui | Non | Les contrats de projet sont autorisés en tant que contrats de travail et de services. Ne peuvent pas s’appliquer à un travail s’inscrivant dans le cadre de l’activité principale de l’employeur.
Belgique | Non | Oui | La fin du contrat doit correspondre à une date spécifique ou à un événement situé à une date connue. | Oui | Oui | Le contrat doit décrire en détail le travail à entreprendre.
Canada | Oui (sauf en Colombie-Britannique) | Oui | Certaines juridictions exigent que les employeurs donnent un préavis minimum avant de mettre fin à un contrat saisonnier supérieur à une certaine durée (généralement 12 mois). | Oui (sauf en Colombie-Britannique) | Oui | Certaines juridictions exigent que les employeurs donnent un préavis minimum avant de mettre fin à un contrat de projet supérieur à une certaine durée (généralement 12 mois).

Chili

Oui

Oui

Les contrats saisonniers ne peuvent être utilisés que dans le secteur de l’agriculture, des arts et du spectacle ou pour les joueurs de football professionnels. Si deux parties concluent de nombreux contrats saisonniers avec peu d’interruptions entre deux contrats, les tribunaux peuvent estimer qu’il existe une relation de travail permanente.

Oui

Oui

L’événement correspondant à la fin de la mission doit être défini et connu à l’avance par les parties. Si deux parties concluent de nombreux contrats saisonniers avec peu d’interruptions entre deux contrats, les tribunaux peuvent estimer qu’il existe une relation de travail permanente.

Coréeb | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Danemark | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Espagne | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | La durée maximale du contrat est de trois ans, avec une prolongation de 12 mois possible si les conventions collectives l’autorisent.
Estonie | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
États-Unisd | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Finlande | Non | Oui | Néant | Non | Oui | La date de début et de fin de projet doit être précisée et le projet doit concerner des activités qui ne font pas de l’activité normale de l’entreprise.

France

Oui

Oui

Les tribunaux ne considèrent généralement pas les activités se déroulant toute l’année comme du travail saisonnier.

Oui

Uniquement au moment de la résiliation à la fin du contrat

Des contrats de projet ne peuvent être conclus que s’ils sont autorisés par les conventions collectives. Les contrats doivent spécifier l’issue du projet, avoir une durée de 18 à 36 mois et ne peuvent pas être renouvelés. Ils peuvent être résiliés avant la fin du projet (entre 18 et 36 mois) pour des motifs réels et sérieux sous réserve d’un préavis de deux mois.

Grèce

Oui

Oui

S’applique aux travailleurs saisonniers dans le domaine de l’hôtellerie et aux conducteurs de bus touristiques. Durée du contrat définie en fonction de la durée de l’activité saisonnière. Résiliation possible en cours de contrat conformément aux règles applicables aux CDD ou hors saison (ce qui abolit le droit du salarié à être réembauché) en contrepartie du versement d’une indemnité.

Oui

Oui

Si le contrat est en vigueur depuis au moins 3 ans ou qu’il a été renouvelé plus de trois fois et que les missions réalisées font partie des besoins fixes et permanents de l’entreprise, le contrat est converti en contrat à durée indéterminée.

Hongrie | Oui | Oui | L’emploi saisonnier est autorisé dans l’agriculture et le tourisme pendant 120 jours maximum par année calendaire, ou sur une base ad hoc dans d’autres secteurs pendant une durée maximale de cinq jours consécutifs et 15 jours/mois et 90 jours/an. | Oui | Oui | Néant
Irlande | Oui | Oui | La jurisprudence a estimé que certains travailleurs saisonniers travaillaient à temps partiel dans le cadre de contrats à durée indéterminée (la moyenne des heures étant faite sur une année). | Oui | Oui | Le salarié doit être informé par écrit des conditions objectives déterminant le contrat (par exemple réalisation d’une tâche spécifique).
Israël | Oui | Oui | Aux fins de l’indemnité de licenciement, une saison est définie comme une période de plus de 60 jours ouvrés sur trois mois consécutifs. Un travailleur qui travaille pendant deux saisons consécutives a droit à une indemnité de licenciement. | Oui | Oui | Néant
Italiea | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Ne peut s’appliquer aux activités qui font partie de l’activité principale de l’employeur ; le projet doit être décrit en détail dans le contrat avec des références précises au résultat final.
Japon | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant

Luxembourg

Oui

Oui

Autorisé pour l’agriculture et les activités touristiques et pour le commerce de détail, les activités d’accueil et de transport où l’on peut anticiper une hausse de la charge de travail en raison de facteurs saisonniers. Le contrat ne peut durer plus de dix mois successifs. Son renouvellement pour plus de deux saisons entraîne sa conversion en contrat à durée indéterminée.

..

..

..

Norvège | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Le travail doit être organisé en projets et les obligations de travail doivent être temporaires.
Nouvelle-Zélande | Oui | Oui | Si l’employeur ne précise pas par écrit les modalités de fin de contrat (par exemple à la fin de la saison), le contrat est réputé être à durée indéterminée. | Oui | Oui | Si l’employeur ne précise pas par écrit les modalités de fin de contrat (par exemple à la fin de la saison), le contrat est réputé être à durée indéterminée.
Pays-Bas | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Pologne | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Portugal | Oui | Oui | Des contrats à très court terme, outre des CDD, peuvent être conclus pour le travail saisonnier agricole ou les événements touristiques, lorsque le travailleur ne travaille pas plus de 60 jours par an pour le même employeur. | Oui | Oui | Disponible pour les travaux de construction civile, les travaux publics et l’assemblage industriel ou la réparation.
République slovaquea | Oui | Oui | Un travail saisonnier effectué tous les ans et ne dépassant pas une durée de huit mois au cours de l’année calendaire est un motif objectif de renouvellement/prolongation des CDD plus de trois fois en trois ans. | Oui | Non | Contrats de projet autorisés en tant que contrats de travail et de services.
République tchèquea | Oui | Non | L’emploi saisonnier est autorisé uniquement pour les missions exécutées en dehors d’une relation de travail. | Oui | Non | Les contrats de projet sont autorisés uniquement pour les missions exécutées en dehors d’une relation de travail.
Royaume-Uni | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Slovéniec | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Le type de travail pour lequel des contrats de projet peuvent être conclus est défini dans les conventions collectives. Le contrat peut dépasser la limite normale de deux ans si le projet dure plus de deux ans et que le contrat est conclu pour toute la durée du projet.

Suède

Oui

Oui

La date de fin de la saison doit être définie, ou les circonstances marquant la fin de la saison doivent être précisées. Il est également possible de conclure un contrat à durée indéterminée précisant le travailleur ne doit travailler qu’à certaines périodes. Dans ce cas, les règles de licenciement relatives aux contrats réguliers s’appliquent.

Oui

Oui

Le contrat doit indiquer une date d’échéance précise ou indiquer les circonstances marquant la fin de la mission. D’autres formes de contrats de projets peuvent être définies par les conventions collectives.

Suisse | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
Turquie | Oui | Oui | Néant | Oui | Oui | Néant
.. Informations non disponibles. CDD : Contrat standard à durée déterminée.
a. Les travailleurs titulaires de contrats de projet sont des travailleurs non salariés dépendants.

b. En principe, les contrats sans date d’échéance précise sont interdits en Corée. Toutefois, lorsque la durée du contrat n’est pas précisée (comme dans le cas d’un engagement saisonnier ou fondé sur un projet), une période contractuelle spécifique est supposée en tenant compte des intentions de l’employeur et du salarié et de la nature du travail.

c. En Slovénie, un contrat de travail spécial de droit civil d’une durée maximale de 30 jours peut être conclu avec un travailleur étranger aux fins d’un travail saisonnier dans le secteur de l’agriculture ou de la sylviculture, jusqu’à trois fois au cours d’une année calendaire.

d. Aux États-Unis, les personnes sont généralement libres de conclure des contrats pour différents types de relations de travail. Les États-Unis ne disposent pas de réglementation régissant spécifiquement les contrats à durée déterminée, saisonniers, ou de projet.

Source : Questionnaire LPE de l’OCDE 2013.

Tableau 4.A1.2. Travail par intérim
| Restrictions au renouvellement et à la durée des missions et des contrats d’intérim | Résiliation avant la fin du contrat d’intérim
| Missions avec l’entreprise utilisatrice | Contrats à durée déterminée | Contrat à durée indéterminée autorisés ? | Rémunération entre les missions ?a | Raisons acceptables | Coût/difficulté de résiliation
Allemagne | 24 mois dans le secteur de la métallurgie (fixé la convention collective). Pas de limite ailleurs. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Oui. Si une convention collective s’applique, les travailleurs touchent leur salaire normal. En l’absence de convention collective, ils doivent percevoir le salaire minimum en vigueur dans le secteur. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Australie | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Dépend de l’accord entre le travailleur et l’intérimaire. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Autriche | Pas de limite | Une raison objective doit justifier le recours à un contrat d’intérim autre qu’un contrat à durée indéterminée. | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Belgique | Durée maximale de 3 à 18 mois selon le motif du recours aux intérimaires. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. Les missions et les contrats doivent être synchronisés. | Non | Non applicable | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Canada | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Non précisé par la loi | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Chili | Généralement 90 à 180 jours | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Corée | Durée maximale : 24 mois (six mois en cas de travail temporaire et intermittent). | Maximum deux ans par contrat. Pas de limite au nombre de contrats successifs. | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquent | Les règles générales s’appliquent
Danemark | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Non précisé par la loi | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Espagne | Les règles générales s’appliquent | Les règles générales s’appliquent | Oui | Non | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb plus quatre jours supplémentaires d’indemnité de licenciement.
Estonie | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
États-Unis | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Non réglementé | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Finlande | Pas de limite | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Non précisé par la loi | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
France | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. Si le contrat est à durée déterminée, les missions et les contrats doivent être synchronisés. | Oui | Oui, avec un seuil de 15 à 25 % au-dessus du salaire minimum. | Les règles générales s’appliquent.b L’annulation de la mission par l’entreprise utilisatrice n’est pas en soi un motif légitime de licenciement ou de résiliation du contrat avant la date d’échéance. | Les règles générales s’appliquentb
Grèce | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Oui, au salaire minimum défini dans la convention collective nationale. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Hongrie | Durée maximale de cinq ans, comprenant les éventuelles interruptions inférieures à six mois entre des contrats successifs. | Les règles générales s’appliquent. | Oui | Oui selon accord. | Les règles générales s’appliquentb. En outre, l’agence d’intérim peut mettre fin au contrat si l’entreprise utilisatrice met fin à la mission. | Les règles générales s’appliquentb. Si le contrat est résilié parce que l’entreprise utilisatrice a mis fin à la mission, l’agence d’intérim doit donner un préavis de 15 jours au travailleur.
Irlande | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Oui | Faute du travailleur, compétences du travailleur, nombre insuffisant de missions et fin de la mission avec l’entreprise utilisatrice. | Les règles générales s’appliquentb
Israël | Si un salarié est employé de manière continue pendant plus de 9 mois par la même entreprise utilisatrice, il est considéré comme salarié de l’entreprise utilisatrice. Une interruption de plus de neuf mois est nécessaire pour que deux missions ne soient pas considérées comme successives. | Les règles générales s’appliquent. | Oui | Non réglementé | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Italie | Oui, défini par les conventions collectives. La convention actuelle ne limite pas la durée des missions si le contrat est à durée indéterminée. La limite est fixée à 36 mois en cas de contrat à durée déterminée. | Oui, défini dans les conventions collectives. La convention actuelle fixe la limite à 42 mois pour les contrats à durée déterminée. | Oui | Oui, le travailleur touche une indemnité | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Japon | Trois ans maximum, avec un délai minimum de 3 mois entre les missions pour qu’elles ne soient pas considérées comme successives. La durée n’est pas limitée pour un petit nombre de professions. | Les règles générales s’appliquent, sauf dans certaines professions où il n’y a pas de limite. | Oui | Non réglementé | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Luxembourg | 12 mois maximum, avec des interruptions équivalent à 1/3 du contrat entre les contrats. | 12 mois maximum, avec des interruptions équivalent à 1/3 du contrat entre les contrats. | Oui | .. | Motifs sérieux comme le décès de l’employeur. | Une indemnité correspondant à la période non échue du contrat doit être versée.
Norvège | Les règles générales s’appliquent | Un motif objectif est requis pour conclure un contrat autre qu’à durée indéterminée avec l’agence d’intérim. Les règles générales s’appliquent. | Oui | Généralement non | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Nouvelle-Zélande | Pas de limite | Les règles générales s’appliquent | Oui | Dépend de l’accord, généralement aucune rémunération n’est requise pendant les périodes non travaillées. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Pays-Bas | Pas de limite | Après 3.5 ans de cumul de contrats d’intérim, le dernier contrat à durée déterminée sera transformé en contrat à durée indéterminée avec l’agence d’intérim. | Oui | Oui, les travailleurs perçoivent 90 % du salaire moyen perçu pour la mission précédente. | Compétences et faute du travailleur. La fin de la mission au sein de l’entreprise utilisatrice et les problèmes de santé peuvent constituer des motifs légitimes de résiliation. | Les règles générales s’appliquentb
Pologne | 18 mois maximum avec la même entreprise utilisatrice sur une période de 36 mois, une pause de 36 mois étant nécessaire pour pouvoir retravailler pour le même employeur. | Les règles générales s’appliquent | Non | Non applicable | La résiliation est possible pour des raisons liée au travailleur et à l’entreprise utilisatrice. | Un préavis de licenciement doit être donné par écrit trois jours à l’avance (pour les contrats d’une durée maximale de deux semaines) ou une semaine à l’avance (pour les contrats de deux semaines ou plus). Indemnisation supérieure à trois mois de salaire en cas de licenciement abusif.
Portugalc | Deux ans maximum, avec intervalle correspondant à un tiers de la durée du contrat entre deux contrats. | Deux ans maximum, avec intervalle correspondant à un tiers de la durée du contrat entre deux contrats. | Oui | Oui, le travailleur touche 2/3 de son salaire précédent ou du salaire minimum national, la solution la plus favorable étant retenue. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
République slovaque | Pas de limite | Les règles générales s’appliquent | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
République tchèque | 12 mois maximum, sauf en cas d’accord avec le salarié ou de remplacement d’un travailleur en congé maternité. | Les règles générales relatives aux CDD s’appliquent. | Oui | Oui | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Royaume-Uni | Pas de limite | Pas de limite | Oui | Généralement non | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Slovénie | Pas de limite | Les règles générales s’appliquent | Oui | Oui, comme convenu dans le contrat. La rémunération entre les missions ne doit pas être inférieure à 70 % du salaire minimum. | Les règles générales s’appliquentb. La résiliation de la mission par l’entreprise utilisatrice n’est pas en soi un motif légitime de résiliation du contrat avant la date d’échéance. | Les règles générales s’appliquentb
Suède | Pas de limite | Les règles générales s’appliquent sauf si disposition contraire dans les conventions collectives. La convention collective applicable aux travailleurs manuels limite la durée des contrats à durée déterminée entre l’agence et le travailleur à 12 mois. | Oui | Requis par les principales conventions collectives. | Les règles générales s’appliquentb | Les règles générales s’appliquentb
Suisse | Les enchaînements de missions avec les mêmes travailleurs au même poste dans la même entreprise ne sont pas autorisés. | Les règles générales s’appliquent | Oui | Oui si le salarié est rémunéré sur une base mensuelle, non s’il est payé à l’heure. | La résiliation avec préavis est possible quelle que soit la raison si précisé dans le contrat. Un licenciement motivé est toujours possible. | Les règles générales s’appliquentb, mais avec un préavis plus court (deux jours pour un contrat < trois mois ; sept jours pour un contrat de 4 à 6 mois)
.. Non disponible. CDD : Contrat standard à durée déterminée.
a. En supposant que le travailleur est titulaire d’un contrat à durée indéterminée et qu’il demeure disponible pour une nouvelle mission.
b. Les règles de licenciement des contrats à durée déterminée ou indéterminée s’appliquent en fonction du type de contrat conclu entre le salarié et l’agence.

c. Au Portugal, la durée maximale des missions est de six mois pour pourvoir un poste qui se libère pendant un processus de recrutement ou de 12 mois en cas de hausse temporaire de la charge de travail. Le délai de carence entre les contrats ne s’applique pas en cas de fluctuation saisonnière de la charge de travail ou de nouvelle absence d’un travailleur que le travailleur temporaire remplaçait.

Source : Questionnaire LPE de l’OCDE 2013 ; OCDE (2013), « Detailed Description of Employment Protection Legislation, 2012-2013 », www.oecd.org/els/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm.

Chapitre 5.

Le rôle des compétences dans la situation des individus sur le marché du travail et au-delà¹

Ce chapitre s’appuie sur les résultats de l’Évaluation des compétences des adultes conduite par l’OCDE pour apporter un éclairage sur l’influence qu’exercent différentes compétences sur deux caractéristiques essentielles de la situation des jeunes (16-29 ans) sur le marché du travail : leur probabilité de n’être ni en emploi, ni scolarisés, ni en formation (NEET pour not in employment, education or training) et, lorsqu’ils travaillent, leur salaire horaire. Les types de compétences étudiés sont : le niveau d’instruction, les compétences en traitement de l’information (compétences en littératie, en numératie, en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique) ; les compétences génériques (capacité à organiser son travail de manière autonome ou à influencer le travail des autres, à travailler en équipe ou encore à résoudre des problèmes complexes) et les compétences spécifiques à un domaine de spécialisation d’études ou de formation. Le chapitre examine également si les employeurs exploitent pleinement les compétences des jeunes sur le marché du travail et identifie les types de compétences les plus susceptibles d’entraîner une inadéquation entre les compétences que possèdent les travailleurs et celles qu’exige leur emploi. Enfin, le chapitre identifie les leviers d’action les plus susceptibles d’influencer la manière dont les employeurs reconnaissent et rétribuent les compétences de leurs salariés. Cette analyse conforte des résultats antérieurs reposant essentiellement sur le rendement de l’éducation, et apporte un nouvel éclairage aux responsables de l’action publique.

Principaux résultats

Ce chapitre s’appuie sur les résultats de l’Évaluation des compétences des adultes conduite par l’OCDE pour apporter un éclairage sur l’influence qu’exercent différentes compétences sur deux caractéristiques essentielles de la situation des jeunes (16-29 ans) sur le marché du travail : leur probabilité de n’être ni en emploi, ni scolarisés, ni en formation (NEET pour not in employment, education or training) et, lorsqu’ils travaillent, leur salaire horaire. Les types de compétences étudiés sont : le niveau d’instruction, les compétences en traitement de l’information (compétences en littératie, en numératie, en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique) ; les compétences génériques (capacité à organiser son travail de manière autonome ou à influencer le travail des autres, à travailler en équipe ou encore à résoudre des problèmes complexes) et les compétences spécifiques à un domaine de spécialisation d’études ou de formation.

Ce chapitre examine également si les employeurs exploitent pleinement les compétences des jeunes sur le marché du travail et identifie les types de compétences les plus susceptibles d’entraîner une inadéquation entre les compétences que possèdent les travailleurs et celles qu’exige leur emploi. Enfin, on identifie dans ce chapitre les leviers d’action les plus susceptibles d’influencer la manière dont les employeurs reconnaissent et rétribuent les compétences de leurs salariés. Cette analyse conforte des résultats antérieurs reposant essentiellement sur le rendement de l’éducation, et apporte un nouvel éclairage aux responsables de l’action publique. Les principaux résultats de ce chapitre sont les suivants :

Les compétences ont une réelle incidence sur la situation des individus sur le marché du travail. Ainsi, les personnes qui ont un niveau d’instruction plus faible et de moindres compétences en traitement de l’information ont une probabilité plus forte d’appartenir à la catégorie des NEET et cette corrélation se renforce avec l’âge.

La probabilité de trouver un emploi et la rémunération perçue dans le cadre de cet emploi ne sont pas seulement influencées par le niveau d’instruction : elles dépendent aussi du type de compétences acquises et du degré de maîtrise de ces compétences. Il existe une corrélation significative et indépendante entre les quatre types de compétences – niveau d’instruction, compétences en traitement de l’information, compétences génériques et compétences liées au domaine d’étude – et le salaire horaire. L’introduction des autres types de compétences dans des régressions de salaire classiques affaiblit la corrélation entre le niveau d’instruction et le salaire horaire mais ne l’élimine pas. Il est permis d’en déduire que les études permettent d’acquérir davantage de compétences que celles dont rendent compte les trois autres variables. Ces résultats montrent aussi que des individus qui ont le même niveau d’instruction n’ont pas tous les mêmes compétences en traitement de l’information, ce qui pourrait s’expliquer par des différences au niveau des capacités innées d’une part et de la qualité et du degré d’acquisition de compétences, tant à l’intérieur qu’à l’extérieur du système éducatif.

Le niveau d’instruction joue un rôle de signal déterminant pour les jeunes qui entrent sur le marché du travail. Toutes choses égales par ailleurs, le niveau d’instruction et les compétences spécifiques liées au domaine d’études exercent une forte influence sur le salaire perçu en début de carrière, même si cette corrélation entre niveau d’instruction et rémunération diminue un peu avec l’âge/l’expérience. Les jeunes qui sont titulaires d’un diplôme de l’enseignement supérieur bénéficient d’une prime salariale non négligeable, même si ceux qui ont suivi leurs études dans les domaines des lettres, de la formation des enseignants et des sciences de l’éducation perçoivent un salaire moins élevé que les titulaires d’un diplôme scientifique. Cependant, avec le temps, les employeurs apprennent à connaître la productivité non observée de leurs salariés et le rôle de signal des diplômes officiels perd de son importance dans la fixation des salaires. Ce processus d’apprentissage par les employeurs est constaté dans plusieurs pays, quoique pas dans tous.

Le lien entre compétences et salaire évolue avec l’âge, en raison, entre autres, des compétences acquises par l’expérience professionnelle. S’agissant des jeunes, le niveau d’instruction est le facteur qui contribue le plus aux différences de salaire horaire. Il est suivi de près par les compétences génériques et les compétences liées au domaine d’études et de formation, tandis que les compétences en traitement de l’information ne jouent qu’un rôle négligeable pour cette classe d’âge. S’agissant des travailleurs d’âge très actif ou âgés, les compétences liées au domaine d’études n’expliquent quasiment pas les différences de salaire horaire, tandis que le rôle des compétences en traitement de l’information augmente jusqu’à devenir supérieur à l’influence du niveau d’instruction. Le rôle du niveau d’instruction et des compétences génériques augmente légèrement avec l’âge.

Le décalage entre les compétences que possèdent les travailleurs et celles exigées sur le marché du travail (inadéquation des compétences) varie également avec l’âge, les employeurs étant davantage en mesure d’apprécier les compétences réelles de salariés plus expérimentés. Comme le montrent d’autres conclusions de ce chapitre, la surcompétence devient moins fréquente avec l’âge tandis que l’inadéquation entre le domaine d’études et le domaine de travail tend à augmenter, ce qui laisse penser que les employeurs reconnaissent (et exploitent) davantage les compétences des salariés âgés et accordent moins d’importance au domaine dans lequel ils ont suivi leurs études lorsqu’ils les affectent à un poste. De même, le risque de surqualification liée au décalage entre le domaine d’études et le domaine de travail (et la pénalité salariale qui en résulte) est près de deux plus élevé pour les travailleurs jeunes que pour leurs homologues âgés : ainsi, 38 % des jeunes qui exercent une activité dans un autre domaine que celui correspondant à leurs études sont surqualifiés, contre seulement 22 % des travailleurs âgés. De surcroît, outre le fait que la surqualification est plus fréquente parmi les jeunes, elle entraîne une pénalité salariale plus forte pour cette classe d’âge.

Les institutions du marché du travail et les caractéristiques de la politique de l’emploi ont une incidence sur la mesure dans laquelle les employeurs rétribuent les compétences et les exploitent ainsi que sur la rapidité avec laquelle ils apprennent à les reconnaître. Ainsi, le rendement des compétences en traitement de l’information est généralement plus faible dans les pays caractérisés par des mécanismes de fixation des salaires plus rigides et des coûts de main-d’œuvre non salariaux plus élevés ou par un rapport du salaire minimum au salaire médian élevé. En outre, un salaire plancher plus élevé et des mécanismes rigides de fixation des salaires pourraient également ralentir le processus d’ajustement des salaires en fonction des compétences réelles en cours de carrière.

Les caractéristiques des entreprises et le type de contrat jouent également un rôle dans le rendement des compétences. Il apparaît que les entreprises de relativement grande taille sont plus à même de rétribuer les compétences. Parallèlement, les travailleurs titulaires d’un contrat temporaire sont systématiquement moins bien rétribués pour leurs compétences en traitement de l’information et cette rétribution évolue peu après leur recrutement. Néanmoins, certaines données montrent que les employeurs recourent parfois aux contrats temporaires à titre probatoire pour en apprendre davantage sur les compétences de leurs salariés et mieux les rétribuer une fois le contrat temporaire transformé en contrat définitif.

Les constatations présentées dans ce chapitre montrent à quel point il est important, pour améliorer la situation des jeunes sur le marché du travail, de favoriser une hausse du niveau d’instruction, mais aussi d’améliorer la qualité de l’enseignement pour renforcer les compétences en traitement de l’information et de faire en sorte que les jeunes soient mieux informés lorsqu’ils choisissent leur domaine d’études. Il apparaît également que l’expérience professionnelle a rapidement une incidence positive sur le salaire et sur les compétences génériques. Or, dans plusieurs pays, les jeunes qui cumulent emploi et études sont peu nombreux et la plupart des étudiants qui travaillent le font en dehors de programmes officiels tels que les programmes d’enseignement et de formation professionnels ou les dispositifs d’apprentissage. Il est permis d’en déduire que, pour permettre aux jeunes de mieux connaître le marché du travail, il convient, non seulement d’introduire des modules pratiques dans les dispositifs d’enseignement et de formation professionnels et d’apprentissage et de développer ceux qui existent déjà, mais aussi de renforcer les mesures visant à permettre aux étudiants d’acquérir plus facilement une expérience professionnelle. Il pourrait par exemple être envisagé de supprimer les obstacles au recrutement à temps partiel, voire d’instaurer des incitations fiscales pour le recrutement d’étudiants à concurrence d’un certain nombre d’heures de travail.

Introduction

Le capital de connaissances des individus et l’utilisation qu’ils peuvent en faire exercent une influence considérable sur leur vie professionnelle. Tel était le message central de la première édition des Perspectives de l’OCDE sur les compétences, qui a été publiée en 2013 et présentait les résultats de la première vague de l’Évaluation internationale des compétences des adultes réalisée par l’OCDE (voir l’encadré 5.1 pour de plus amples informations sur l’Évaluation). L’Évaluation offre une mine d’informations sur les compétences des adultes et leur utilisation dans le cadre professionnel et dans la vie quotidienne. Les compétences évaluées englobent les compétences en littératie, en numératie, en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique – ou compétences en traitement de l’information² ; le niveau d’instruction atteint, le domaine d’études et le choix d’orientation professionnelle, ainsi que l’utilisation, dans le cadre professionnel, de compétences génériques comme la coopération, la communication et la capacité à organiser son temps³.

Encadré 5.1. L’Évaluation des compétences des adultes conduite par l’OCDE

Dans le cadre de son Programme international pour l'évaluation des compétences des adultes (PIAAC), l’OCDE a réalisé, en 2011-12, une étude portant sur 166 000 adultes dans 24 pays. Cette étude a permis d’obtenir des données comparables entre pays sur diverses compétences que possède la population adulte dans chacun des pays (ou chacune des sous-régions) et qui sont utilisées dans le cadre professionnel. Elle fournit également des données sur certains facteurs liés au milieu qui influent sur l’acquisition et l’utilisation de ces compétences ainsi que sur les effets de ces compétences sur la situation professionnelle et sociale des adultes.

Le présent chapitre porte sur les pays de l’OCDE (dans certains cas, sous-régions) participants suivants : Allemagne, Australie, Autriche, Belgique (Flandre), Canada, Corée, Danemark, Espagne, Estonie, États-Unis, Fédération de Russie, Finlande, France, Irlande, Italie, Japon, Pays-Bas, Pologne, République slovaque, République tchèque, Royaume-Uni (Angleterre et Irlande du Nord) et Suède.

Objet de l’évaluation

L’Évaluation des compétences des adultes mesure les compétences des adultes de 16 ans et plus en littératie, numératie et résolution de problèmes dans des environnements à forte composante technologique. Ces compétences représentent des « compétences fondamentales en traitement de l’information » et sont nécessaires pour pouvoir s’intégrer sur le marché du travail, continuer de se former et participer à la vie sociale et civique.

Elle a également permis de recueillir, à partir de questions sur la fréquence à laquelle sont réalisées diverses activités et tâches mobilisant des compétences, un ensemble d’informations sur l’utilisation des compétences dans le cadre professionnel et dans la vie quotidienne. Ces données portent sur l’utilisation, dans la vie professionnelle et quotidienne, des compétences en littératie, numératie et technologies de l’information et de la communication (TIC) et ont été obtenues à partir de questions sur les activités liées à la lecture et à la numératie effectuées par les personnes interrogées et sur l’utilisation des TIC. Des informations sur diverses autres compétences génériques utilisées au travail ont également été recueillies à partir de questions portant, par exemple, sur la coopération avec autrui et la gestion du temps. Les personnes interrogées étaient également invitées à indiquer si leurs compétences et qualifications correspondaient aux exigences de leur poste et si elles étaient autonomes dans certains aspects essentiels de leur travail (voir le tableau 5.1 et l’annexe 5.A1 pour de plus amples informations sur les variables de compétences examinées dans le présent chapitre).

Méthodes

La collecte des données pour l'Évaluation des compétences des adultes s’est déroulée du 1er août 2011 au 31 mars 2012 dans la plupart des pays participants. Au Canada, elle a eu lieu de novembre 2011 à juin 2012 et en France de septembre à novembre 2012.

L’évaluation a été réalisée dans la ou les langues officielles du pays participant. Dans certains pays, elle a également été effectuée dans des langues minoritaires ou régionales comptant un grand nombre de locuteurs.

L’évaluation des compétences en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique était facultative et n’a donc été conduite que dans 20 des 24 pays participants.

La population ciblée par l’enquête est la population non institutionnelle âgée de 16 à 65 ans résidant dans le pays au moment de la collecte des données, quelle que soit sa nationalité, sa citoyenneté ou sa langue. Dans certains pays, elle englobait également la population âgée mais l’analyse présentée dans le présent chapitre ne tient compte que des personnes de 16 à 65 ans.

La taille des échantillons dépendait principalement du nombre de domaines cognitifs évalués et du nombre de langues dans lesquelles l’évaluation a été administrée. Certains pays ont augmenté la taille des échantillons afin d’obtenir des estimations plus fiables des compétences des habitants d’une région géographique particulière et/ou de certains sous-groupes de population comme les autochtones ou les immigrants. La taille des échantillons variait de 4 500 personnes à près de 27 300 personnes (au Canada).

L’enquête a été administrée sous la responsabilité d’enquêteurs spécialement formés, soit au domicile de la personne interrogée, soit dans un lieu convenu entre elle et l’enquêteur. Le questionnaire de base a été soumis par l’enquêteur sous la forme d’un entretien individuel assisté par ordinateur. En fonction de la situation de la personne interrogée, le temps nécessaire pour compléter le questionnaire était compris entre 30 et 45 minutes.

Après avoir répondu au questionnaire de base, la personne interrogée était invitée à réaliser l’évaluation sur un ordinateur portable ou sur papier (sous forme de carnets de test), en fonction de ses compétences informatiques. Les personnes interrogées étaient libres de prendre autant de temps que nécessaire pour effectuer l’évaluation. En moyenne, elles ont eu besoin de 50 minutes pour réaliser l’évaluation cognitive.

Ce chapitre s’appuie sur cette nouvelle enquête pour apporter un éclairage sur l’incidence de différentes compétences sur deux caractéristiques importantes de la situation des jeunes de 16 à 29 ans⁴ sur le marché du travail : leur probabilité de n’être ni en emploi, ni scolarisés, ni en formation (NEET) et, lorsqu’ils travaillent, leur salaire horaire. Il examine également le décalage entre les compétences des jeunes travailleurs et l’utilisation qu’ils en font dans leur travail. Dans ce cadre, le chapitre essaye de distinguer le rôle individuel de différents types de compétences, en l’occurrence les compétences en traitement de l’information, les compétences génériques et les compétences plus spécifiques à un emploi, mesurées par les données sur le domaine d’études correspondant au niveau d’instruction atteint. À partir de ces constatations, quelques recommandations concrètes sont émises pour aider les pouvoirs publics à donner aux jeunes des chances d’avoir une vie professionnelle plus satisfaisante.

Le groupe que forment les jeunes devrait revêtir un intérêt particulier pour les responsables de l’action publique parce qu’il constitue un atout précieux pour l’économie d’un pays, quel qu’il soit. Or, il est fréquent que les jeunes ne réalisent pas pleinement leur potentiel en raison de taux de chômage et d’inactivité élevés et de la mauvaise qualité du premier emploi. Le présent chapitre porte sur les jeunes mais il est très important de garder à l’esprit qu’investir dans les compétences des jeunes signifie investir dans leur avenir et, par conséquent, dans la prospérité et le bien-être futurs des nations en général. En réalité, comme le montre ce chapitre, différents types de compétences jouent un rôle à différentes périodes de l’existence, ce qui laisse penser qu’il est important d’investir précocement même lorsque les fruits de ces investissements ne sont récoltés que plus tard au cours de la vie active.

L’analyse présentée dans ce chapitre porte sur 22 pays et régions membres de l’OCDE, ainsi que sur la Fédération de Russie⁵.

Le chapitre est organisé comme suit. La section 1 décrit le rôle que jouent les compétences dans la situation des jeunes sur le marché du travail et les recoupements et interactions entre différents types de compétences. La section 2 est consacrée aux problèmes d’inefficience de l’investissement dans les compétences et de l’utilisation de ces compétences, tandis que la section 3 apporte un éclairage sur les facteurs susceptibles d’exercer une influence sur la manière dont les compétences sont utilisées et rétribuées dans le cadre professionnel, ainsi que sur les moyens qui permettent d’améliorer les compétences, en particulier des personnes qui en sont le plus dépourvues. La conclusion résume les enseignements qui peuvent être tirés du chapitre du point de vue de l’action publique, et insiste sur les aspects qui nécessitent d’autres travaux de recherche.

1. Le rôle des compétences dans la situation des jeunes sur le marché du travail

La plupart des travaux déjà consacrés au lien entre compétences et situation sur le marché du travail utilisent le niveau d’instruction comme un indicateur indirect de capital humain. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE présente l’intérêt de permettre d’évaluer séparément le rôle de chaque type de compétences. La première partie de cette section fait appel à une analyse à plusieurs variables pour examiner les liens entre différents indicateurs de compétences – compétences en traitement de l’information, compétences génériques, niveau d’instruction et domaine d’études (voir tableau 5.1 et annexe 5.A1) – et la situation des jeunes sur le marché du travail, ainsi que pour analyser les interactions entre ces différents types de compétences et leur évolution en fonction de l’âge et de l’expérience professionnelle. La deuxième partie tente de déterminer, à l’aide d’une nouvelle méthode, quel type de compétences exerce le plus d’influence sur le salaire horaire et d’examiner si cette influence évolue avec l’âge. Il ne faut pas perdre de vue que l’Évaluation des compétences des adultes n’est pas une enquête longitudinale et ne permet donc pas de distinguer les effets de cohorte des effets de l’âge. Par conséquent, les différences de résultats selon la classe d’âge pourraient s’expliquer par le fait que les effets des types de compétences changent à mesure que les travailleurs vieillissent ou par une évolution de l’influence des compétences sur la situation professionnelle au fil du temps ou encore, plus vraisemblablement, par la conjugaison de ces deux phénomènes⁶.

Tableau 5.1. Glossaire des types de compétences étudiés dans ce chapitre

Type de compétences | Variable(s) disponibles dans l’Évaluation des compétences des adultes | Modalités de mesure | Notes

Compétences en traitement de l’information

Littératie, numératie, résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique.

Le niveau des compétences en traitement de l’information est obtenu à partir d’une évaluation directe informatisée ou sur papier. On distingue différents niveaux, du niveau le plus faible – niveau 1 ou inférieur au niveau 1 – au niveau le plus élevé – niveau 5 pour la littératie et la numératie et niveau 3 pour la résolution des problèmes.

En moyenne dans les différents pays, 74 % des participants ont effectué l’évaluation informatisée et 21 % l’évaluation papier-crayon parce qu’ils disposaient de peu de connaissances en informatique voire n’en avaient pas ou parce qu’ils ont simplement préféré répondre sur papier (OCDE, 2013a). Dans le second cas, on ne dispose d’aucune information sur les compétences en résolution des problèmes.

L’analyse des compétences en traitement de l’information présentée dans ce chapitre a été réalisée à partir des seules compétences en littératie. En effet, les compétences en littératie et en numératie fournissant des informations très similaires, inclure ces deux variables dans une même régression pose des problèmes de colinéarité. La France, l’Italie et l’Espagne n’ont pas évalué les compétences en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique, qui est facultative. De ce fait, la taille de l’échantillon et le nombre de pays couverts sont plus faibles pour cette catégorie de compétences.

Instruction | Niveau d’instruction atteint, nombre d’années d’études. | Le niveau d’instruction a été recodé à partir de la Classification internationale type de l’enseignement (CITE). Voir l’annexe 5.A1 pour de plus amples informations. | Le nombre d’années d’études est calculé à partir du niveau d’instruction atteint autodéclaré. Les années d’études qui ne se sont pas traduites par l’acquisition d’un diplôme supplémentaire ne sont pas prises en compte.

Compétences génériques

Utilisation dans le cadre professionnel des compétences en matière de résolution de problèmes, d’apprentissage, d’influence, de coopération et d’auto-organisation, des aptitudes physiques, de la capacité à hiérarchiser les tâches et de la dextérité.

Variable établie au moyen d’échelles à somme à partir de données sur les tâches accomplies dans le cadre professionnel (voir Quintini, 2014a). Une valeur plus élevée dénote une utilisation plus intensive (c’est-à-dire plus fréquente) de ces compétences. Voir l’annexe 5.A1 pour de plus amples informations.

L’Évaluation des compétences des adultes ne mesure pas directement les compétences génériques mais contient une longue partie sur leur utilisation dans le cadre professionnel. Elle montre que si l’exploitation de ces compétences dépend avant tout des exigences du poste de travail (OCDE, 2013a), les études jouent également un rôle, ce qui laisse penser que l’utilisation de ces compétences dépend en partie de facteurs liés aux travailleurs – à savoir de ce que les travailleurs sont effectivement en mesure de faire.

Domaine d’études

Domaine de spécialisation dans lequel les études correspondant au niveau d’instruction atteint ont été suivies.

Les domaines d’études sont ceux de la CITE, étant entendu que les diplômes d’enseignement général constituent une catégorie.

Cette variable n’est disponible que pour les niveaux d’instruction auxquels un domaine d’études peut être choisi. De ce fait, dans la grande majorité des pays, les données relatives au domaine d’études ne sont disponibles qu’à partir du deuxième cycle de l’enseignement secondaire parce que peu de pays offrent la possibilité de se spécialiser dans une discipline à un niveau inférieur. Lorsque cette variable est manquante, elle a été remplacée dans les régressions par une variable indicatrice, ce qui permet de préserver la taille de l’échantillon.

Source : OCDE (2013), Perspectives de l’OCDE sur les compétences 2013 : Premiers résultats de l’Évaluation des compétences des adultes, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204096-fr ; Quintini, G. (2014), « Skills at Work: How Skills and their Use Matter in the Labour Market », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, nº 158, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5jz44fdfjm7j-en.

La situation des jeunes sur le marché du travail est évaluée à partir de deux indicateurs, à savoir leur probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET et, pour ceux qui travaillent, leur salaire horaire. Comparativement à leurs aînés, les jeunes sont moins susceptibles de travailler, en premier lieu parce qu’une grande partie d’entre eux n’ont pas terminé leurs études. De ce fait, pour les jeunes, l’appartenance à la catégorie des NEET – qui rend compte à la fois de l’absence d’activité professionnelle et du fait de ne pas suivre d’études – constitue un meilleur indicateur des difficultés rencontrées sur le marché du travail que le seul taux de chômage. Quant à l’analyse des salaires perçus par les jeunes qui travaillent, elle permet de savoir dans quelle mesure diverses compétences sont appréciées sur le marché du travail, ce qui, sans nul doute, influence très tôt les décisions prises par les jeunes en matière de compétences et d’études. De surcroît, les salaires reflètent, à tout le moins partiellement, la qualité des emplois (voir le chapitre 3).

Chez les jeunes, la faiblesse des compétences en traitement de l’information est plus fortement corrélée que le niveau d’instruction avec la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET

Une analyse à plusieurs variables réalisée à l’aide d’un modèle probit montre que le niveau d’instruction, le niveau des compétences en littératie et le domaine d’études, introduits ensemble dans l’analyse, ont un effet indépendant et significatif sur la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET, ce qui laisse penser que ces variables rendent compte de compétences distinctes. Le niveau des compétences en littératie est fortement corrélé avec l’appartenance à la catégorie des NEET, quel que soit l’âge. Les jeunes qui obtiennent un score de 4 ou 5 sur l’échelle de compétence en littératie ont environ 7 % moins de risques de n’être ni en emploi ni scolarisés ni en formation que ceux qui obtiennent un score inférieur au niveau 1 (graphique 5.1). Les jeunes qui obtiennent un score de 3 ont une probabilité encore moins forte d’appartenir à la catégorie des NEET, mais la différence avec ceux qui obtiennent un score de 4 ou 5 n’est pas statistiquement significative. La corrélation entre la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET et un score en littératie élevé est un peu plus forte parmi les adultes de 30 à 49 ans (9 points de pourcentage) et, surtout, parmi les travailleurs âgés. Ainsi, les travailleurs âgés – pour qui la retraite est la principale cause d’appartenance à la catégorie des NEET – qui obtiennent un score de 4 ou 5 sur l’échelle de compétence en littératie ont 24 points de pourcentage moins de risques de n’être ni en emploi ni en formation que ceux qui obtiennent un score inférieur au niveau 1.

Graphique 5.1. Lien entre la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET et les compétences en littératiea, le niveau d’instruction et le domaine d’études, par groupe d’âge

Effets marginaux issus de régressions probit (points de pourcentage)b

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Inférieur au niveau 1 correspond au niveau de compétences en littératie le plus faible et les niveaux 4 et 5 aux deux niveaux les plus élevés (pour de plus amples informations sur les compétences en littératie requises pour atteindre chaque niveau de compétences, voir l’annexe 5.A1). Les résultats obtenus si l’on utilise les compétences en numératie au lieu des compétences en littératie sont quasiment identiques.

b. Régressions probit regroupant tous les pays, dans lesquelles la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET est la variable dépendante et chaque type de compétences une variable explicative. Des variables de contrôle du sexe, de la situation matrimoniale, de la situation de migrant ou d’autochtone, de la langue parlée en famille et des effets fixes pays ont également été incluses dans les régressions. Les variables omises sont les suivantes pour les différents types de compétences : sciences sociales pour le domaine d’études ; niveau inférieur au niveau 1 pour les compétences en littératie ; niveau inférieur au second cycle de l’enseignement secondaire pour le niveau d’instruction.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142753

De même, un niveau d’instruction plus élevé va de pair avec une probabilité plus faible de faire partie des NEET. S’il existe un lien entre domaine d’études et appartenance à la catégorie des NEET pour tous les groupes d’âge, ce lien évolue un peu avec l’âge, ce qui pourrait s’expliquer par des différences au niveau de la durée des cursus et par le délai nécessaire pour trouver un emploi dans certains domaines. Les jeunes et les adultes d’âge très actif qui ont suivi des études préparant à l’exercice d’une profession dans le secteur des services sont plus susceptibles d’appartenir à la catégorie des NEET que leurs homologues qui ont suivi des études en sciences sociales (catégorie de référence). S’agissant des adultes d’âge très actif et des travailleurs âgés, ce risque est plus élevé parmi ceux qui ont suivi des études de lettres et plus faible parmi ceux qui ont opté pour l’ingénierie, les mathématiques et la construction.

L’influence du niveau d’instruction sur le salaire est plus forte chez les jeunes

En outre, une analyse à plusieurs variables des salaires horaires montre que le niveau d’instruction n’est pas le seul facteur qui exerce une influence, les différents types de compétences jouant un rôle. Il s’agit là de conclusions nouvelles comparativement à celles de la majorité des travaux consacrés au rendement de l’éducation sur le marché du travail. Certaines compétences étant acquises dans le cadre du système éducatif formel, l’intégration de variables de contrôle représentant d’autres types de compétences entraîne une diminution du coefficient du niveau d’instruction (encadré 5.2). Ce coefficient reste cependant relativement élevé et demeure statistiquement significatif, ce qui laisse penser que les différents types de compétences correspondent à différentes dimensions du capital humain. Même si le niveau d’instruction rend compte d’autres aptitudes que les compétences en numératie et littératie – par exemple d’autres compétences cognitives et de compétences spécifiques à un domaine d’études –, ces deux compétences en traitement de l’information sont, à tout le moins en partie, acquises dans le cadre du système éducatif. De même, les individus qui ont un niveau d’instruction identique n’ont pas tous les mêmes compétences en traitement de l’information en raison de différences de qualité de l’enseignement, parce qu’ils ont peut-être acquis des compétences en dehors du cadre scolaire et à cause de différences innées d’aptitudes. Enfin, le niveau d’instruction donne des informations sur le niveau auquel une discipline a été étudiée – enseignement secondaire ou supérieur – mais ne renseigne pas sur le domaine de spécialisation. Il est donc intéressant d’examiner séparément les effets de chacun des trois types de compétences étudiés (niveau d’instruction, littératie, domaine d’études) sur la situation des individus sur le marché du travail.

Encadré 5.2. Quelle part du rendement de l’éducation les compétences en traitement de l’information expliquent-elles ?

L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE peut aider à déterminer quelle proportion du rendement de l’éducation peut être attribuée aux compétences en traitement de l’information, aux compétences génériques et/ou aux compétences spécifiques à un domaine d’études. Le graphique présenté ci-après concernant les jeunes met en évidence les variations du coefficient du nombre d’années d’études lorsque l’on inclut dans la même régression ces autres compétences – ainsi que quelques autres variables de contrôle. Si l’on commence par évaluer uniquement l’effet des études sur le salaire horaire, on constate qu’en moyenne dans tous les pays participant à l’enquête, une année d’études supplémentaire se traduit par une hausse de 5.6 % du salaire des jeunes. Cette estimation est conforme à celles obtenues dans d’autres travaux (Psacharopoulos et Patrinos, 2004 ; Dickson et Harmon, 2011, entre autres). Toutefois, si l’on tient compte de l’effet des trois types de compétences, l’effet résiduel du nombre d’années d’études sur le salaire horaire devient nettement plus faible.

Rendement d’une année d’études supplémentaire, avec et sans prise en compte de l’effet des autres types de compétences (jeunes de 16 à 29 ans)a

Augmentation, en pourcentage, du salaire horaireb induite par une année d’études supplémentairec

a. Résultats obtenus en réalisant (pour chaque pays et après correction de l’effet de l’erreur de mesure et de la structure de l’échantillon) une régression linéaire par les moindres carrés ordinaires (MCO) du logarithme des salaires horaires sur le nombre d’années d’études, le sexe, la situation matrimoniale, la qualité de migrant ou d’autochtone, la langue parlée en famille, l’expérience et son carré. On introduit ensuite séparément d’autres variables de contrôle, à savoir, dans un deuxième temps, le niveau de compétences en littératie, puis, dans un troisième temps, des variables de contrôle rendant compte de l’utilisation dans le cadre professionnel des compétences en lecture, numératie, écriture, informatique et en résolution des problèmes, des capacités à hiérarchiser les tâches et à exercer une influence, des capacités d’apprentissage, de la dextérité et des aptitudes physiques. Enfin, dans une dernière étape, on ajoute des variables indicatrices pour le domaine d’études.

b. Rémunération brute horaire, primes perçues par les salariés comprises. Les données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles ont été éliminées pour chaque pays.

c. L’analyse ne tient pas compte de la Fédération de Russie parce que les données relatives au salaire issues de l’Évaluation des compétences des adultes se prêtent mal à des comparaisons avec des données d’autres sources. Par conséquent, d’autres vérifications doivent être effectuées pour que les données salariales relatives à la Fédération de Russie puissent être considérées comme fiables.

d. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE ne couvrait que la Flandre (BEL) et l’Angleterre et l’Irlande du Nord (GBR).

Source : Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142769

Chez les jeunes, 11 % du rendement de l’éducation sont imputables à un meilleur niveau de compétences en traitement de l’informationa. L’introduction dans la régression d’un indicateur des compétences génériques en plus de la variable correspondant au niveau des compétences en traitement de l’information entraîne une diminution supplémentaire du coefficient du nombre d’années d’études, ce qui laisse penser que les études jouent également un rôle dans l’acquisition de compétences génériques, comme la capacité à organiser son travail et son temps de manière autonome, à travailler en équipe ou encore à résoudre des problèmes complexesb. Ensemble, le niveau des compétences en traitement de l’information et les compétences génériques expliquent environ 36 % du rendement de l’éducation chez les jeunesc. Au contraire, dans la plupart des pays, la prise en compte de l’effet du domaine d’études n’entraîne pas de diminution supplémentaire marquée du coefficient du nombre d’années d’études. En réalité, ce coefficient augmente même dans certains cas, ce qui laisse penser qu’il existe une relation complexe entre le domaine d’études et les autres types de compétences examinés ici.

Le fait que les compétences en traitement de l’information influencent fortement le salaire horaire et que leur intégration dans les régressions du salaire horaire entraîne une diminution de l’effet du niveau d’instruction a déjà été démontré dans de nombreux travaux (voir, par exemple, Blackburn et Neumark, 1993 ; Denny et al., 2003 ; Green et Riddell, 2003 ; Fasih et al., 2013 ; Hanushek et al., 2013).

Le fait que le coefficient de la durée des études diminue relativement peu après l’introduction des compétences en traitement de l’information a conduit certains chercheurs (Gintis, 1971 ; Bowles et al., 2001) à minimiser le rôle des compétences cognitives dans le rendement de l’éducation par rapport à celui des compétences non cognitives acquises dans le cadre du système éducatif (ou signalées par ce système), qui exerceraient une influence plus forte sur la fixation des salaires horaires.

Toutefois, ces conclusions reposent sur l’hypothèse selon laquelle les équations de ce type mesurent correctement la valeur, sur le marché du travail, des compétences en traitement de l’information acquises dans le système éducatif, ce que certains chercheurs contestent. En particulier, l’analyse présentée ci-dessus postule que le marché du travail récompense de la même manière les compétences en traitement de l’information, qu’elles aient été acquises dans le cadre des études ou par d’autres moyens (une fois les études terminées, par exemple dans le cadre du travail ou d’autres environnements pédagogiques). Or, Pasche (2008) montre que si tel n’est pas le cas – par exemple si les employeurs reconnaissent plus volontiers (et par conséquent rémunèrent mieux) les compétences validées par un titre que celles qui ne le sont pas –, il est difficile de considérer que la diminution du coefficient du niveau d’instruction observée quand on introduit des variables de compétences en traitement de l’information dans une régression correspond à la contribution de ces compétences au rendement de l’éducation. Pour le démontrer, il distingue deux types de compétences en traitement de l’information : celles acquises dans le cadre des études formelles (obtenues en régressant des indicateurs de compétences cognitives sur des variables correspondant aux études) et celles acquises dans un autre cadre (le résidu de la régression). Il constate ainsi que 50 % du rendement de l’éducation peuvent être imputés aux compétences en traitement de l’information et avance que cette proportion est sans doute une hypothèse basse, seules les compétences cognitives élémentaires étant prises en compte. Ishikawa et Ryan (2002) se sont livrés à un exercice similaire et ont distingué différentes compétences en fonction du lieu où elles ont été acquises. Ils ont constaté que les compétences acquises dans le cadre de l’enseignement influaient davantage sur le salaire horaire que celles acquises dans d’autres cadres (mesurées par le niveau d’instruction des parents, le nombre de livres au sein du foyer, la possession ou non d’une carte de bibliothèque, etc.).

Enfin, dans une récente étude réalisée à partir de l’Enquête internationale sur la littératie des adultes (EILA) et de l’Enquête sur la littératie et les compétences des adultes, Fasih, Patrinos et Sakellariou (2013) confirment ces constatations et font de surcroît observer qu’il existe de fortes disparités entre les pays s’agissant de la part du rendement de l’éducation qui peut être imputée aux compétences cognitives. Plus précisément, ils distinguent deux groupes de pays : dans le premier, composé de pays dotés d’un système éducatif développé, près de la moitié du rendement de l’éducation peut être attribuée à des compétences fonctionnelles en littératie acquises à l’école, tandis que dans le second, formé de pays dotés d’un système éducatif moins avancé, ces compétences n’expliquent qu’un peu plus de 20 % du rendement de l’éducation. Selon les auteurs, dans ce deuxième groupe de pays, les études sont généralement rétribuées indépendamment des compétences et jouent donc un rôle de signal très fort.

a. Plusieurs auteurs ont fait observer qu’il était difficile d’estimer séparément les effets du niveau d’instruction et des compétences, ces deux variables étant fortement corrélées, en ce sens que peu d’individus ont à la fois un niveau de compétences élevé et un niveau d’instruction très faible, et vice versa. De ce fait, il faut recourir à des hypothèses paramétriques fortes (Cawley et al., 2001).

b. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE peut apporter un éclairage sur le rôle des études dans l’acquisition de ces compétences. Elle ne mesure pas directement les compétences génériques, mais contient une longue partie sur leur utilisation dans le cadre professionnel. Elle montre que si l’exploitation de ces compétences dépend avant tout des exigences du poste de travail (OCDE, 2013a), les études jouent également un rôle, ce qui laisse penser que l’utilisation de ces compétences dépend en partie de facteurs liés aux travailleurs – à savoir de ce que les travailleurs sont effectivement en mesure de faire. Par conséquent, l’ampleur de la diminution du coefficient du nombre d’années d’études constatée lorsque l’on introduit dans une régression salariale des variables correspondant à l’utilisation des compétences rend probablement compte du rôle des études dans l’acquisition de ces compétences générales.

c. Barone et van de Werfhorst (2011) ont également montré qu’introduire, en plus des autres variables, une variable correspondant aux « aptitudes cognitives spécifiques à un emploi » (dénommées « compétences génériques » dans ce chapitre) contribue à expliquer l’incidence des études sur le salaire horaire. D’autres auteurs ont traité le niveau de compétences comme des « compétences cognitives générales » et les compétences génériques comme des « compétences spécifiques » et ont avancé que les premières contribuaient en principe davantage à expliquer les salaires horaires dans une économie de marché libérale, tandis que les secondes jouaient peut-être un plus grand rôle dans les économies de marché coordonnées (Estevez-Abe et al., 2001).

Le graphique 5.2 montre qu’avoir des diplômes d’un niveau plus élevé est rémunérateur pour les jeunes. Ainsi, être titulaire d’un diplôme de l’enseignement supérieur va de pair avec un salaire horaire supérieur d’environ 14 % à la rémunération perçue en l’absence de diplôme du deuxième cycle de l’enseignement secondaire – même si l’ampleur de cet effet est légèrement inférieure au sein des groupes plus âgés. À noter que, contrairement à ce qui a été constaté dans la section précédente, si des niveaux de compétences en littératie plus élevés vont effectivement de pair avec une prime salariale plus forte, cette corrélation n’est pas statistiquement significative pour les jeunes.

Exception faite des compétences d’influence, les compétences génériques ne sont corrélées avec les salaires que pour les adultes d’âge très actif et les travailleurs âgés. La raison pourrait en être que ces compétences sont plus difficiles à évaluer lors du recrutement et, par conséquent, à rémunérer en début de carrière⁷. Toutes les variables de compétences génériques sont mesurées sur une échelle graduée de 1 – la compétence n’est jamais utilisée – à 5 – la compétence est utilisée chaque jour. Les échelles étant traitées comme des échelles linéaires dans l’analyse de régression, le salaire horaire d’un jeune qui utilise ses compétences d’influence au quotidien est supérieur d’environ 15 % à la rémunération horaire d’une personne qui n’utilise jamais ces compétences, et la corrélation diminue avec l’âge.

Enfin, le domaine d’études est corrélé avec le salaire dans tous les groupes d’âge – bien que l’ampleur des effets diminue légèrement avec l’âge. Certains domaines d’études semblent induire une pénalité salariale comparativement aux sciences sociales (domaine de référence), en particulier les programmes généraux, la formation des enseignants et les sciences de l’éducation ainsi que les lettres – même si l’on observe des disparités en fonction du groupe d’âge, probablement liées à des différences au niveau de la courbe expérience-rémunération entre les différentes professions. À noter également que cette analyse globale dissimule peut-être d’importants écarts au niveau des pays. La diminution de l’influence du domaine d’études avec l’âge pourrait traduire le fait que les employeurs accordent davantage de valeur aux compétences spécifiques acquises dans le cadre du système éducatif chez leurs jeunes recrues mais qu’avec le temps, l’expérience devient un signal plus puissant de spécialisation dans un domaine donné que la discipline étudiée dans le cadre de la formation initiale⁸. Plus généralement, les constatations présentées dans cette section laissent penser que les employeurs se fondent, dans une certaine mesure, sur les signaux associés aux études pour fixer le premier salaire de leurs jeunes recrues, parce qu’ils n’ont pas d’informations directes sur leurs compétences réelles et leur productivité. Une fois en poste, les salariés révèlent cependant leurs véritables aptitudes et les employeurs tendent à ajuster légèrement leur rémunération en fonction de leur productivité réelle. Cette théorie, dite de « l’apprentissage par l’employeur », selon laquelle le rendement de l’éducation diminue à mesure que l’expérience augmente tandis que le rendement des compétences réelles croît avec l’âge est testée plus précisément dans l’encadré 5.3.

Graphique 5.2. Liens entre salaire horaire, compétences en littératiea, niveau d’instruction, domaine d’études et compétences génériques, par groupe d’âge

Coefficients de régression par les MCOb du logarithme des salaires horaires perçus par les salariés (à plein temps)c, d

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Inférieur au niveau 1 correspond au niveau de compétences en littératie le plus faible et les niveaux 4 et 5 aux deux niveaux les plus élevés (pour de plus amples informations sur les compétences en littératie requises pour atteindre chaque niveau de compétences, voir l’annexe 5.A1). Les résultats obtenus si l’on utilise les compétences en numératie au lieu des compétences en littératie sont quasiment identiques.

b. Régressions par les MCO regroupant tous les pays, avec correction de l’effet de l’erreur de mesure et de la structure de l’échantillon. Les régressions incluent des variables de contrôle du sexe, de la situation matrimoniale, de la qualité de migrant ou d’autochtone, de la langue parlée en famille, de l’expérience et de son carré, de la taille de l’entreprise, de la profession (niveau à un chiffre), du secteur d’activité (niveau à un chiffre), du type de contrat et du secteur (public, privé, à but non lucratif), ainsi qu’une variable indicatrice représentant le travail à temps plein et des effets fixes pays. Les variables omises sont les suivantes pour les différents types de compétences : sciences sociales pour le domaine d’études ; niveau inférieur au niveau 1 pour les compétences en littératie ; niveau inférieur au second cycle de l’enseignement secondaire pour le niveau d’instruction. Les compétences génériques sont mesurées sur une échelle de 1 à 5 selon la fréquence d’utilisation.

c. Rémunération brute horaire, primes perçues par les salariés comprises. Les données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles ont été éliminées pour chaque pays.

d. L’analyse ne tient pas compte de la Fédération de Russie parce que les données relatives au salaire issues de l’Évaluation des compétences des adultes se prêtent mal à des comparaisons avec des données d’autres sources. Par conséquent, d’autres vérifications doivent être effectuées pour que les données salariales relatives à la Russie puissent être considérées comme fiables.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142774

Encadré 5.3. Le rendement des compétences en traitement de l’information augmente avec l’expérience

Les constatations présentées dans ce chapitre laissent penser que l’acquisition d’expérience professionnelle pourrait s’accompagner d’une augmentation du rendement des compétences en traitement de l’information et d’une diminution du rendement de l’éducation.

Altonji et Pierret (2001) ont, les premiers, constaté qu’aux États-Unis, le rendement des compétences cognitives augmentait avec l’expérience tandis que le rendement de l’éducation diminuait, ce qu’ils ont attribué à un mécanisme de « discrimination statistique accompagnée d’un apprentissage par l’employeur ». Selon cette théorie, les employeurs utilisent l’information sur les études suivies comme un indicateur de la productivité non observée des jeunes recrues et fixent le salaire d’embauche sur cette base. Les jeunes qui ont suivi des études perçoivent donc une rémunération supérieure, définie en fonction de leur diplôme et indépendante de leur productivité effective. Toutefois, à mesure que les salariés acquièrent de l’expérience, leur productivité réelle apparaît et les employeurs fixent les salaires en se fondant davantage sur la productivité observée. Selon cette théorie, le rôle du niveau d’instruction dans la fixation des salaires devrait donc diminuer à mesure que les travailleurs acquièrent de l’expérience tandis que le rendement de la productivité devrait augmenter. Ces hypothèses ont depuis lors été testées et confirmées par plusieurs études dans plusieurs pays, dont : l’Australie (Cheung, 2010), le Canada (Pan, 2005 ; Riddell, 2007), le Chili pour les titulaires de diplômes universitaires (Bordón, 2013), l’Allemagne (Bauer et Haisken-DeNew, 2001), la Nouvelle-Zélande pour les femmes d’origine européenne (mais pas pour les hommes) (Gill, 2012), la Suisse (Falter, 2007) et le Royaume-Uni (Galindo-Rueda, 2002).

Le tableau présenté teste la pertinence de cette théorie dans les pays participant à l’Évaluation des compétences des adultes. Il montre comment les coefficients des variables d’interaction entre l’éducation et l’expérience et entre les compétences et l’expérience issus d’une régression salariale simple évoluent avec l’expérience. Dans les pays où l’on constate un phénomène d’apprentissage par les employeurs et de discrimination statistique, le rendement de l’éducation diminue et celui des compétences en traitement de l’information s’accroît à mesure que l’expérience augmente. Les données confirment clairement la théorie (à savoir que l’évolution se fait dans le sens prévu par la théorie et les coefficients sont statistiquement significatifs) dans sept pays sur 23 et la confirment globalement (l’évolution se fait dans le sens attendu et au moins un des coefficients est statistiquement significatif) dans quatre autres pays. On ne retrouve pas de coefficient de sens inverse à celui prévu par la théorie qui soit statistiquement significatif (sauf en République slovaque, où le rendement de l’éducation augmente avec l’expérience). Par conséquent, dans la moitié des pays environ, les données corroborent relativement fortement l’idée selon laquelle les employeurs se fient dans un premier temps à l’information sur les diplômes pour fixer la rémunération de leurs jeunes recrues mais, à mesure que la productivité réelle apparaît, jugent cette information moins intéressante, si bien que le rendement des diplômes diminue tandis que celui des compétences augmente. La section 2 (en particulier dans le tableau 5.3) étudie dans quelle mesure ces phénomènes peuvent s’expliquer par certaines institutions et politiques dans les domaines du marché du travail et de l’éducation.

Données relatives à l’apprentissage par l’employeur et à la discrimination statistique dans les pays de l’OCDE

Direction et significativité statistique de l’évolution du rendement de l’éducation et des compétences en traitement de l’information à mesure de l’acquisition d’expérience

Note : Les résultats sont obtenus au moyen de régressions par les MCO estimées au niveau des pays et dans lesquelles la variable dépendante est le logarithme de la rémunération brute horaire (primes perçues par les salariés comprises et après élimination des données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles, par pays). Les variables explicatives sont l’expérience, l’expérience au carré, le nombre d’années d’études, les compétences en numératie (normalisées au niveau pays), et une variable d’interaction entre les deux dernières variables et l’expérience. On estime l’expérience en prenant comme instrument l’expérience potentielle, dans la limite de 40 années. Le signe et la significativité statistique des coefficients des variables d’interaction sont ceux figurant dans le tableau.

➚ : augmentation du rendement avec l’expérience ; ➘ : diminution du rendement avec l’expérience.

Zones grisées : Le rendement est statistiquement significatif au seuil de 5 %.

Source : Broecke, S. (2014), « Employer Learning and Statistical Discrimination in OECD Countries », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, à paraître, Éditions OCDE, Paris.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142941

Après prise en compte de tous les types de compétences, le niveau d’instruction demeure un important facteur d’explication de la variance du salaire horaire des jeunes

Il est difficile d’évaluer le rôle relatif des différents types de compétences dans la situation sur le marché du travail parce qu’on utilise une unité de mesure différente pour chacune de ces compétences : le nombre d’années d’études ou le niveau d’instruction atteint pour l’éducation, des scores pour les compétences en traitement de l’information, un indice pour les variables représentant les compétences génériques et une variable indicatrice pour le domaine d’études. OCDE (2013a) tente de comparer l’effet de l’éducation et celui des compétences en traitement de l’information en normalisant ces deux variables mais le résultat obtenu présente plusieurs limites. L’autre méthode qui peut être employée pour comparer le rôle de différents types de compétences consiste à déterminer quelle part de la variance des variables de résultats elles expliquent au lieu de tenter de calculer des coefficients et leur significativité statistique. À cette fin, il faut décomposer la variance expliquée de la régression (coefficient de détermination R2) en ses diverses composantes. Cette méthode a également l’avantage de permettre d’évaluer plus facilement le rôle d’un groupe de variables (encadré 5.4). En revanche, elle présente l’inconvénient de n’être applicable qu’à des modèles de régression faisant appel à des variables de résultats continues (dans le cas présent, elle est donc applicable aux salaires mais pas à l’appartenance à la catégorie des NEET).

Encadré 5.4. Mesurer l’influence relative de différents types de compétences sur la situation des individus sur le marché du travail

Évaluer l’influence relative de différents types de compétences sur la situation des individus sur le marché du travail au moyen de coefficients de régression n’est pas une tâche aisée, chacune des variables à prendre en compte étant calculée sur la base d’unités de mesure différentes. Dans OCDE (2013a), on compare l’effet du nombre d’années d’études et des scores en littératie/numératie en normalisant les variables de telle manière que leurs coefficients rendent compte de l’évolution, en pourcentage, du salaire horaire induite par une évolution d’un écart-type d’une variable dépendante correspondant à chaque type de compétences (par exemple 3 années d’études et 46 points sur l’échelle de compétence en littératie). Si cette méthode était appliquée aux jeunes de 16 à 29 ans, trois années d’études entraîneraient une hausse du salaire horaire de 11 %, et 46 points supplémentaires en littératie se traduiraient par une hausse du salaire horaire de 4 %. Cependant, l’effort nécessaire pour obtenir une évolution d’un écart-type de la durée des études n’est pas le même que celui qui doit être fourni pour améliorer le score en littératie d’un écart-type : il faut en effet, en moyenne, plus de trois ans d’études pour gagner 46 points sur l’échelle de compétence en littératie. De surcroît, on cherche également dans ce chapitre à mesurer l’influence des compétences génériques et du domaine d’études sur le salaire horaire ; or, la normalisation n’est pas applicable à des indices ou à des variables indicatrices.

Comme il est essentiel que les pouvoirs publics connaissent le rôle de chaque type de compétences sur la situation des jeunes sur le marché du travail, on fait appel, dans ce chapitre, à une autre méthode, qui consiste à évaluer ce rôle en estimant la contribution de chaque type de compétences à la variance totale du salaire horaire des jeunes. Décomposer la variance est important en soi parce qu’en termes économétriques, le fait qu’un coefficient soit élevé et significatif n’implique pas nécessairement que le coefficient de détermination R2 soit élevé. Dans la pratique, ces deux facteurs sont utiles pour déterminer le rôle de chaque variable explicative : le premier coefficient mesure l’ampleur de l’incidence d’une variable sur le résultat considéré, tandis que le coefficient R2 indique quelle proportion de la variance du résultat peut être imputée à la variable explicative.

L’analyse de la variance présentée ici fait appel à la technique de décomposition par régression élaborée par Fields (2004). La méthode de Fields consiste à décomposer la partie expliquée de la régression (R2) sous forme de poids attribué à chacun des facteurs. Elle permet d’introduire deux types de facteurs : des « facteurs simples », représentés par une seule variable explicative, et des « facteurs composites », représentés par deux variables explicatives au moins. Cette décomposition est « exacte » en ce sens que la variance de Y est décomposée de telle manière qu’elle corresponde à la somme exacte des composantes imputables à chaque variable explicative et du résidu. À l’inverse, dans une analyse classique de la variance, la somme des carrés expliquée par le modèle ne correspond pas exactement à la somme des carrés correspondant à chaque composante.

On estime d’abord une régression classique de forme :

On obtient les estimations suivantes pour les paramètres :

Les résidus calculés sont les suivants :

Si l’on admet que s(Xk) désigne la part de la variance de Y qui peut être imputée à la ke variable explicative et que R2 correspond à la part de la variance expliquée par l’ensemble des variables X, la variance de Y peut être décomposée comme suit :

On divise ensuite par var(Y) :

où s(Xk), le poids de chaque variable dans la variance totale (s-poids), s’obtient en appliquant la formule :

Enfin, les résultats de la décomposition doivent être présentés sous forme de poids de chaque variable dans la variance expliquée (p-poids) pour exprimer le pouvoir explicatif de chaque facteur en pourcentage de R2. À cette fin, il suffit de diviser les s(Xk) pour obtenir leur contribution, en pourcentage, à R2 :

où, par construction, la somme des p(Xk) est égale à 100 %.

On utilise le programme INEQRBD créé par l’utilisateur (Fiorio et Jenkins, 2007) dans le logiciel Stata pour décomposer le coefficient de détermination R2 des régressions du salaire horaire. En théorie, la même méthode pourrait également être appliquée à la probabilité d’appartenir à la catégorie des NEET, mais le coefficient de détermination R2 est moins significatif lorsque la variable dépendante est une variable binaire, si bien que l’exercice présenterait moins d’intérêt.

Le graphique 5.3 décompose le coefficient de détermination R2 d’une régression des salaires horaires sur diverses variables explicatives (notamment le niveau d’instruction, les compétences en traitement de l’information, les compétences génériques et le domaine d’études) afin de permettre de mieux comprendre les facteurs qui expliquent les différences de salaire horaire entre les jeunes (et dans les autres groupes d’âge)⁹.

Graphique 5.3. Déterminants des différences de salaire horaire par groupe d’âgea

Proportion de la variance expliquéeb (R2) des salaires horaires imputable à chaque facteurc, d

a. Résultats issus d’une décomposition de la variance par régression réalisée à l’aide de la formule proposée par Fields (2003). Chaque barre représente les résultats d’une régression et la hauteur de la barre correspond au coefficient de détermination (R2) total de cette régression. Au sein de chaque barre, les différentes composantes représentent la contribution de chaque facteur (ou ensemble de variables explicatives) au coefficient de détermination R2. La méthode de décomposition proposée par Fields est expliquée plus précisément dans l’encadré 5.4 du présent chapitre. L’analyse ne tient pas compte de la Fédération de Russie parce que les données relatives au salaire issues de l’Évaluation des compétences des adultes se prêtent mal à des comparaisons avec des données d’autres sources. Par conséquent, d’autres vérifications doivent être effectuées pour que les données salariales relatives à la Russie puissent être considérées comme fiables.

b. La variable dépendante est le logarithme du salaire horaire (primes perçues par les salariés comprises).

c. La variable « expérience » contient un terme au carré. L’utilisation des compétences en traitement de l’information correspond à l’utilisation, dans le cadre professionnel, des compétences en numératie et en lecture et écriture. Les compétences génériques englobent les compétences en résolution des problèmes, la capacité à hiérarchiser les tâches et exercer une influence, les capacités de coopération et d’auto-organisation, la dextérité et les aptitudes physiques. Le niveau en littératie correspond au score sur l’échelle de compétence en littératie. Les variables démographiques sont le sexe, la situation matrimoniale, le statut de migrant ou d’autochtone de l’individu et la langue parlée en famille. Les caractéristiques de l’emploi englobent la taille de l’entreprise, la profession (niveau à un chiffre), le secteur d’activité (niveau à un chiffre), le type de contrat, le secteur (public, privé, à but non lucratif), ainsi qu’une variable indicatrice correspondant au travail à temps plein.

d. Les résultats obtenus si l’on utilise les compétences en numératie au lieu des compétences en littératie sont quasiment identiques.

Source : Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142782

Au total, les facteurs inclus dans la régression salariale expliquent environ la moitié de la variance totale des salaires horaires. Les quatre types de compétences étudiés dans le chapitre représentent environ un quart de cette variance expliquée. Parmi ces quatre types de compétences, le niveau d’études est celui qui contribue le plus à expliquer la variance totale des salaires horaires pour les jeunes et les adultes d’âge très actif, tandis que les compétences en traitement de l’information jouent un rôle plus important chez les travailleurs âgés. Chez les jeunes, les compétences en traitement de l’information n’expliquent qu’environ 2 % du total de la variance des salaires horaires – contre 5.5 % chez les travailleurs âgés (graphique 5.3). De même, le rôle des compétences génériques dans la variance des salaires horaires augmente avec l’âge, même si cette augmentation est de moindre ampleur. La raison pourrait en être qu’à mesure que les salariés vieillissent (et acquièrent également de l’expérience professionnelle), les employeurs sont davantage en mesure d’évaluer leurs compétences en traitement de l’information et leurs compétences génériques, lesquelles contribuent de ce fait davantage aux différences de rémunération entre travailleurs. S’agissant du domaine d’études, c’est le schéma inverse qui est observé : il explique environ 3 % des différences de salaire horaire entre les jeunes tandis qu’il joue un rôle négligeable parmi les adultes d’âge très actif et les travailleurs âgés. Il est possible que les compétences spécialisées acquises dans le cadre du système éducatif jouent un rôle plus grand en début de carrière, puis qu’au fil du temps, des compétences plus génériques gagnent en l’importance. La diminution du rôle du domaine d’études en tant que facteur d’explication de la variance des salaires est conforme à l’évolution du niveau et de la significativité statistique des coefficients calculés pour le domaine d’études, présentés dans le graphique 5.2.

Les compétences ne sont pas l’unique facteur à l’origine des différences de salaire horaire, en particulier parmi les jeunes. L’expérience joue un rôle plus grand dans les différences de salaire horaire entre les jeunes qu’au sein des deux groupes plus âgés, ce qui montre qu’il est important d’acquérir de l’expérience professionnelle en début de carrière. Ce constat prouve également qu’il est important d’acquérir une l’expérience professionnelle pendant ses études. Les caractéristiques de l’emploi – la profession, le secteur d’activité, la taille de l’entreprise, le type de contrat et la durée de travail – et les effets pays expliquent respectivement 12 % et 9 % de la variance du salaire horaire parmi les jeunes et leur rôle augmente avec l’âge. Les effets fixes pays rendent vraisemblablement compte des différences au niveau des mécanismes de fixation des salaires et autres caractéristiques institutionnelles du marché du travail. Enfin, dans les trois groupes d’âge, une forte proportion de la variance du salaire horaire – comprise entre 44 % et 58 % – reste inexpliquée et pourrait être imputable à des facteurs en lien avec les politiques en place, par exemple l’existence de réseaux permettant aux jeunes d’accéder à des stages ou à des emplois, ou encore à d’autres caractéristiques du milieu familial – revenu de la famille, par exemple – que le niveau d’instruction des parents.

2. Manque d’efficience des investissements dans l’éducation et les compétences

Il ressort des données présentées dans la section précédente qu’un faible niveau d’instruction, des compétences en traitement de l’information et des compétences génériques médiocres et un domaine d’études mal choisi ont une incidence négative sur la situation des jeunes sur le marché du travail. Toutefois, même les jeunes qui ont un niveau élevé dans ces domaines se heurtent à des difficultés lorsqu’ils quittent le système éducatif, parce que les compétences existantes ne sont pas toujours pleinement exploitées sur le marché du travail. Le graphique 5.4 présente trois formes d’inadéquation et montre dans quelle mesure elles se recoupent : l’inadéquation des qualifications – qui se produit lorsque les travailleurs possèdent une qualification inférieure ou supérieure à celle exigée par leur poste de travail ; l’inadéquation par rapport au domaine d’études – qui survient lorsqu’un individu exerce une profession qui ne correspond pas à son domaine – l’inadéquation des compétences – constatée lorsque les travailleurs ont des compétences en littératie supérieures ou inférieures à celles qu’exige leur emploi (voir l’encadré 5.5 et l’annexe 5.A2 pour de plus amples informations). Comme le montre le graphique, dans tous les pays, plus de la moitié des travailleurs exercent une activité qui ne correspond pas à leur niveau de compétences et d’instruction ou au domaine dans lequel ils ont fait leurs études. Cette proportion très forte comparativement à celle constatée par les travaux existants s’explique principalement par la prise en compte de l’inadéquation par rapport au domaine d’étude, qui est rarement évaluée dans les autres travaux de recherche et qui, dans plusieurs pays, représente à elle seule une part non négligeable de l’inadéquation dans son ensemble. Si la prise en compte de cette forme d’inadéquation permet d’obtenir une image plus complète de l’inadéquation, il convient de garder à l’esprit que le fait, pour un individu, de travailler dans un domaine différent de celui dans lequel il a fait ses études ne s’accompagne pas nécessairement de la même pénalité en matière de salaire et de productivité que le fait d’avoir des compétences ou une qualification supérieures à celles exigées par son poste. Cet aspect est examiné plus loin dans le chapitre.

Graphique 5.4. Inadéquation totale parmi les jeunes (16-29 ans), selon la forme d’inadéquationa, b

En pourcentage de l’ensemble des jeunes occupant un emploi

a. Un travailleur est concerné par l’inadéquation des qualifications s’il a une qualification supérieure ou inférieure à celle qui, selon lui, est actuellement nécessaire pour obtenir le poste qu’il occupe ; il est concerné par l’inadéquation des compétences en littératie si ses compétences sont supérieures au maximum requis ou inférieures au minimum requis par son poste ; il est touché par l’inadéquation par rapport au domaine d’études s’il travaille dans un domaine sans rapport avec celui dans lequel il a fait ses études (voir l’encadré 5.5 et l’annexe 5.A2 pour de plus amples informations).

b. En Australie et en Finlande, les données relatives à la profession ne sont connues que pour le niveau à deux chiffres de la CITP 08, si bien qu’il n’a pas été possible, pour ces deux pays, d’évaluer l’ampleur de l’inadéquation par rapport au domaine d’études en faisant appel à la même définition que celle retenue pour les autres pays.

c. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE ne couvrait que la Flandre (BEL) et l’Angleterre et l’Irlande du Nord (GBR).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142795

Encadré 5.5. Inadéquation des qualifications et des compétences et inadéquation par rapport au domaine d’études : définitions et mesures

Inadéquation des qualifications

Il y a inadéquation des qualifications lorsque des travailleurs ont un niveau d’instruction supérieur ou inférieur à celui exigé par leur poste de travail. Lorsque leur niveau est plus élevé que celui requis, ils sont considérés comme surqualifiés et dans le cas contraire comme sous-qualifiés. Dans l’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE, les travailleurs sont invités à indiquer quelles seraient, le cas échéant, les qualifications exigées d’une personne postulant aujourd’hui pour le type d’emploi qu’ils occupent. On considère que la réponse à cette question correspond, pour chaque travailleur, aux conditions de qualification requises. Bien que faussé par les perceptions individuelles, l’indicateur des qualifications requises obtenu par autodéclaration selon ces modalités présente l’avantage d’être spécifique à un poste de travail et, par conséquent, de ne pas reposer sur l’idée que tous les postes relevant d’un même code professionnel exigent le même niveau de qualificationa.

Inadéquation des compétences

Il y a inadéquation des compétences lorsque des travailleurs ont des compétences supérieures ou inférieures à celles exigées par leur poste. Dans le premier cas ils sont considérés comme surcompétents et dans le second comme sous-compétents. Pour les besoins du présent chapitre, les compétences exigées par le poste de travail, principale composante prise en compte dans la mesure de l’inadéquation, sont obtenues comme suit (voir Pellizzari et Fichen, 2013) :

Étape 1. Recenser les travailleurs qui déclarent que leurs compétences sont adéquates, c’est-à-dire qui pensent à la fois ne pas avoir les compétences requises pour occuper un poste plus exigeant et ne pas avoir besoin d’une formation supplémentaire pour exercer correctement leur activité actuelle.

Étape 2. Pour chaque dimension des compétences (littératie, numératie, résolution de problèmes), considérer que les niveaux minimum et maximum des compétences exigées dans un poste correspondent aux niveaux minimum et maximum des travailleurs qui déclarent que leurs compétences correspondent aux exigences de leur poste (comme défini dans l’étape 1), pour chaque pays et au sein de chaque code à un chiffre de la classification internationale type des professions (CITP). Pour limiter l’impact des valeurs extrêmes sur ces mesures, on utilise les 5e et 95e centiles au lieu des niveaux minimum et maximum réels. Par ailleurs, pour des raisons liées à la taille de l’échantillon, aux fins de calcul des compétences requises, les groupes 0 (forces armées) et 6 (agriculteurs et ouvriers qualifiés de l’agriculture) de la CITP n’ont pas été pris en compte et les groupes 1 et 2 ont été fusionnés.

Étape 3. Pour chaque dimension des compétences (littératie, numératie, résolution de problèmes), considérer que les travailleurs sont sous-compétents si leurs compétences sont inférieures au minimum requis dans leur profession et dans leur pays et comme surcompétents si leurs compétences sont supérieures au maximum requis dans leur profession et dans leur pays. Tous les autres travailleurs sont considérés comme ayant des compétences adéquates.

La principale limite de l’indicateur d’adéquation des compétences mis au point par Pellizzari et Fichen (2013) et utilisé dans ce chapitre tient au fait que pour des questions de taille de l’échantillon, le calcul fait appel aux codes des professions à un chiffre et repose ainsi sur l’hypothèse que tous les emplois relevant du même code à un chiffre exigent des compétences identiques. Cet indicateur présente cependant deux grands avantages par rapport à ceux couramment utilisés dans les études, en l’occurrence l’indicateur établi par autodéclaration et les indicateurs établis à partir d’une comparaison directe des compétences maîtrisées et des compétences utilisées dans le cadre professionnel. De fait, ces deux méthodes présentent des limites qui ont été décrites dans les travaux de recherche. Ainsi, dans la plupart des pays, lorsque l’on interroge directement les travailleurs, une proportion anormalement élevée d’entre eux déclarent avoir les compétences requises pour exercer un emploi plus exigeant, ce qui compromet la validité des indicateurs d’inadéquation des compétences fondés sur des données autodéclarées. Quant à la comparaison des compétences maîtrisées et utilisées, elle repose sur l’hypothèse que ces compétences peuvent être mesurées à l’aune de la même échelle, ce qui est très discutable compte tenu que les concepts sont très éloignés d’un point de vue théorique et ne peuvent pas être représentés par les mêmes indicateurs (Krahn et Lowe, 1998). De surcroît, les indicateurs de l’utilisation et de la maîtrise des compétences sont calculés à partir d’informations différentes d’un point de vue structurel : les indicateurs d’utilisation des compétences reposent sur les questions de l’Évaluation relatives à la fréquence (et/ou l’intensité) avec laquelle certaines tâches sont exécutées dans le cadre professionnel, tandis que la maîtrise des compétences est évaluée via des tests des compétences.

Inadéquation par rapport au domaine d’études

Il y a inadéquation par rapport au domaine d’études lorsque des travailleurs exercent leur activité dans un domaine différent de celui dans lequel ils sont spécialisés. L’évaluation est effectuée sur la base d’une liste de professions (au niveau à 3 chiffres de la CITP) considérées comme correspondant à chaque domaine d’études. Les travailleurs qui n’exercent pas une profession coïncidant avec leur domaine d’études sont jugés en situation d’inadéquation. La liste des domaines d’études et professions utilisée pour les besoins du présent chapitre figure en annexe 5.A2. Elle repose en grande partie sur celle définie par Wolbers (2003) mais a été adaptée en fonction de la CITP 08.

a. Plusieurs méthodes peuvent être employées pour mesurer les compétences exigées à l’aide des résultats de l’Évaluation des compétences des adultes. Il est par exemple possible de se fonder sur les données autodéclarées par les travailleurs relevant du même code de profession à un chiffre ou encore sur le niveau d’études observé des travailleurs relevant du même code de profession à un chiffre. Quelle que soit la méthode retenue, les compétences exigées sont évaluées séparément pour chaque pays et l’on aboutit dans tous les cas à un classement des pays très similaire et à des taux d’inadéquation du même ordre de grandeur que ceux obtenus au moyen des données autodéclarées sur les conditions de qualification requises.

Le pourcentage total de jeunes concernés par l’inadéquation varie fortement selon les pays. Ainsi, il s’établit à 53 % des jeunes salariés en Autriche et à plus de 70 % en Espagne, en Italie et en Angleterre et Irlande du Nord (graphique 5.4). La même disparité peut être constatée s’agissant de la composition de l’inadéquation. Par exemple, alors que l’inadéquation des qualifications ne touche que 6 % des jeunes en République tchèque, 24 % des jeunes Français occupent un emploi pour lequel ils sont surdiplômés, même s’ils travaillent dans le domaine dans lequel ils ont suivi leurs études. La proportion de jeunes qui travaillent dans un autre domaine que celui dans lequel ils ont suivi leurs études et occupent un poste pour lequel ils sont surqualifiés est comprise entre 7 % en République tchèque et 26 % en Angleterre et Irlande du Nord. Le pourcentage de jeunes touchés par l’inadéquation par rapport au domaine d’études uniquement varie entre 9 % en Allemagne et en Autriche et 28 % en Corée. Les seules formes d’inadéquation qui se recoupent de manière sensible sont donc l’inadéquation des qualifications et l’inadéquation par rapport au domaine d’études, ce qui confirme les données d’études antérieures (Quintini, 2011b).

Graphique 5.5. Inadéquation des compétences, par groupe d’âge et forme d’inadéquationa

En pourcentage de l’emploi total, par groupe d’âge

a. Un travailleur est concerné par l’inadéquation des qualifications s’il a une qualification supérieure ou inférieure à celle actuellement nécessaire pour obtenir le poste qu’il occupe ; il est concerné par l’inadéquation des compétences en littératie si ses compétences sont supérieures ou inférieures à celles requises par son poste ; il est touché par l’inadéquation par rapport au domaine d’études s’il travaille dans un domaine sans rapport avec celui dans lequel il a fait ses études (voir l’encadré 5.5 et l’annexe 5.A2 pour de plus amples informations).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142801

Comme l’indique le graphique 5.5, le taux d’inadéquation moyen – tous pays et toutes formes d’inadéquation confondus – varie peu d’un groupe d’âge à l’autre : l’inadéquation touche en moyenne 62 % des jeunes, 60 % des adultes d’âge très actif et 61 % des travailleurs âgés¹⁰. En revanche, la composition de l’inadéquation évolue avec l’âge : comparativement aux adultes d’âge très actif, les jeunes ont une probabilité plus forte d’être surqualifiés, d’avoir des compétences en littératie supérieures à celles requises et de pâtir d’une inadéquation entre leur domaine d’études et leur domaine de travail qui entraîne une surqualification. Ainsi, 34 % des jeunes qui travaillent dans un autre domaine que celui dans lequel ils ont suivi leurs études sont aussi surqualifiés, alors que cette proportion n’est que de 26 % parmi les adultes d’âge très actif et les travailleurs âgés. À l’inverse, les jeunes sont moins susceptibles d’exercer une activité en dehors du domaine dans lequel ils ont fait leurs études mais pour laquelle ils ont la qualification requise. Il importe de garder à l’esprit que cette évolution pourrait également s’expliquer par une évolution dans le temps du pourcentage de personnes touchées par les différentes formes d’inadéquation.

Graphique 5.6. Utilisation des compétences et inadéquation, par groupe d’âge et forme d’inadéquationa

Effet de l’inadéquation sur l’utilisation des compétencesb

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Voir la note a) du graphique 5.5. On a réalisé une régression (par les MCO) de l’utilisation de chaque type de compétences sur les trois formes d’inadéquation en introduisant des variables de contrôle du sexe, du niveau d’études, du score en littératie, de la taille de l’entreprise, de la profession (niveau à un chiffre), du secteur d’activité (niveau à un chiffre), du type de contrat et du secteur (public, privé, à but non lucratif), ainsi que des variables indicatrices représentant le statut d’étudiant et le travail à temps plein et des effets fixes pays. Les erreurs-types ont été corrigées de l’effet de l’erreur de mesure et de la structure de l’échantillon.

b. Les coefficients peuvent être interprétés comme une évolution en points des indicateurs de l’utilisation des compétences, compris entre 1 et 5.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142812

Il est important de déterminer si l’inadéquation par rapport au domaine d’études s’accompagne ou non d’une inadéquation des qualifications parce que selon la réponse à cette question, l’inadéquation n’a pas les mêmes conséquences sur les salaires et l’utilisation des compétences. Par exemple, la surqualification va de pair avec une sous-utilisation importante des compétences dans tous les groupes d’âge, ce qui n’est pas le cas lorsque l’inadéquation ne concerne que le domaine d’études (graphique 5.6). De même, alors que les travailleurs surqualifiés perçoivent, à qualification égale, un salaire inférieur à celui de leurs homologues dotés d’une qualification correspondant à celle requise par leur poste, l’inadéquation par rapport au domaine d’études, lorsqu’elle ne s’accompagne pas d’une autre forme d’inadéquation, induit une hausse du salaire des jeunes statistiquement significative (graphique 5.7). À noter que, comme déjà mis en évidence dans les parties précédentes, l’inadéquation des compétences en littératie n’entraîne une sous-utilisation des compétences que pour les jeunes et qu’elle n’entraîne une perte de salaire, non significative sur le plan statistique, que pour ce groupe d’âge. Cette constatation corrobore l’hypothèse selon laquelle à mesure que le temps passe, les employeurs utilisent d’autres informations que celles relatives à la qualification formelle pour pourvoir leurs postes vacants et définir le contenu des postes en fonction des compétences réelles (révélées).

Graphique 5.7. Salaire et inadéquation, par groupe d’âge et forme d’inadéquationa

Évolution du salaire due à l’inadéquationb, en pourcentage

***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Voir la note a) du graphique 5.5. On a réalisé une seule régression par les MCO du logarithme des salaires sur les trois formes d’inadéquation en introduisant des variables de contrôle du sexe, du niveau d’études, du domaine d’études, du score en littératie, de la taille de l’entreprise, de la profession (niveau à un chiffre), du secteur d’activité (niveau à un chiffre), du type de contrat et du secteur (public, privé, à but non lucratif), ainsi que des variables indicatrices correspondant au statut d’étudiant et au travail à temps plein et des effets fixes pays. Les erreurs-types ont été corrigées de l’effet de l’erreur de mesure et de la structure de l’échantillon.

b. Logarithme de la rémunération brute horaire, primes perçues par les salariés comprises, après élimination des données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles ont été éliminées, par pays.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142826

3. Améliorer la situation des individus sur le marché du travail à travers des mesures destinées à renforcer les compétences

Les compétences sont inégalement réparties au sein de la population jeune des différents pays (voir OCDE, 2013a) et les investissements réalisés pour les renforcer ne sont pas toujours en phase avec les exigences du marché du travail. Cette situation témoigne du rôle fondamental que jouent les politiques mises en œuvre dans le domaine de l’éducation et du marché du travail, en particulier pour les populations les plus défavorisées. Par ailleurs, alors qu’il est important que le rendement des compétences reflète la productivité réelle, les données présentées dans ce chapitre laissent penser que les employeurs se fient, à tout le moins dans certains pays, aux signaux véhiculés par le niveau d’instruction et le domaine de spécialisation. Il s’agit là d’un problème dans la mesure où le niveau d’instruction et le domaine d’études, qui peuvent certes être des indicateurs indirects utiles, ne permettent pas nécessairement aux employeurs de faire la différence entre ceux, parmi les jeunes qui postulent à un emploi, qui sont productifs et ceux qui le sont moins. Cette section examine tour à tour ces deux aspects.

Accroître les investissements dans l’acquisition de compétences adaptées au marché du travail

Si l’on ne manque pas de connaissances sur les moyens d’accroître le niveau scolaire des jeunes pour améliorer leurs perspectives professionnelles, on dispose d’un éclairage plus limité sur les moyens de renforcer les compétences en traitement de l’information et les compétences génériques. Étant donné le rôle décisif que jouent ces compétences dans la situation des jeunes sur le marché du travail et la nécessité de réaliser des investissements supplémentaires dans ces compétences, cette section est consacrée aux facteurs qui déterminent ces compétences chez les jeunes des pays de l’OCDE. Il est en effet indispensable de comprendre ce qui détermine les compétences en traitement de l’information et les compétences génériques pour identifier les leviers d’action à privilégier afin d’améliorer les perspectives professionnelles des jeunes.

L’instruction joue un rôle important dans les compétences en littératie et en numératie

Les compétences en traitement de l’information sont en grande partie acquises à l’école (encadré 5.6), si bien que relever le niveau d’instruction constitue un moyen de les améliorer. Sur le graphique 5.8, la variance expliquée des compétences en littératie des trois groupes d’âge – qui est globalement proche de 40 % – est décomposée en fonction de trois grandes composantes : instruction et domaine d’études ; utilisation des compétences dans le cadre professionnel, expérience professionnelle et formation ; impact cumulé des variables de contrôle restantes, notamment des effets fixes pays, du milieu familial, des facteurs démographiques et de l’attitude à l’égard de l’apprentissage¹¹. Au sein de la zone de l’OCDE, l’éducation formelle – mesurée par le niveau scolaire et le nombre d’années d’études – explique environ 10 % du total des différences de compétences entre les jeunes (soit environ 30 % de la variance expliquée du niveau de compétences des jeunes, ou coefficient R2), ce qui laisse penser que les mesures destinées à accroître le niveau d’instruction des jeunes sont de nature à influer sur les compétences en traitement de l’information (voir l’encadré 5.6 sur la causalité).

Encadré 5.6. Effet causal de l’instruction sur les compétences en traitement de l’information

Dans la pratique, identifier l’effet causal de l’instruction sur les compétences en traitement de l’information n’est pas chose aisée. Les personnes plus instruites ont généralement un meilleur niveau de compétences en traitement de l’information, mais cette situation pourrait tout simplement être due au fait que les personnes plus compétentes sont plus susceptibles de poursuivre leurs études. La direction du lien de causalité est donc difficile à établir : un niveau d’instruction plus élevé induit-il un meilleur niveau de compétences en traitement de l’information, ou de meilleures compétences en traitement de l’information conduisent-elles à suivre davantage d’études ?

Certains auteurs ont exploité le fait que les seuils reposant sur les dates de naissance créent, dans certains pays, des différences exogènes en ce qui concerne l’âge de début de la scolarité et la durée de la scolarisation. Leuven et al. (2010), par exemple, constatent qu’aux Pays-Bas, un mois de scolarisation supplémentaire induit une amélioration des scores en langue des élèves défavorisés égale à 6 % d’un écart-type et une amélioration de leur score en mathématiques de 5 % d’un écart-type.

D’autres auteurs ont analysé les réformes de la durée de la scolarité obligatoire ou les différences en la matière et leur effet sur les compétences cognitives des individus touchés par ces réformes. Par exemple, Banks et Mazzonna (2012) constatent que le passage de 14 à 15 ans de l’âge de fin de la scolarité obligatoire intervenu en Angleterre en 1947 s’était traduit, chez les garçons à l’âge adulte, par une amélioration d’environ la moitié d’un écart-type des capacités de mémorisation et des fonctions exécutives mesurées par des tests cognitifs. En Norvège, l’allongement de la durée de la scolarité obligatoire, que les communes ont progressivement fait passer de sept à neuf ans entre 1955 et 1972, a amélioré de 3.7 points les résultats des jeunes de sexe masculin aux tests de QI (Brinch et Galloway, 2012). D’autres études ont abouti à des résultats similaires (Cascio et Lewis, 2006 ; Falch et Massih, 2010 ; Schneeweis et al., 2012).

Dans une étude plus récente sur le même sujet, Carlsson, Dahl et Rooth (2012) exploitent les différences au niveau des dates attribuées pour le passage des tests cognitifs auxquels la quasi-totalité des hommes de 18 ans étaient contraints de se soumettre dans la perspective du service militaire en Suède. Ils constatent qu’une année de scolarisation supplémentaire (180 jours) améliore les résultats obtenus à certains tests cognitifs d’environ un cinquième d’écart-type. À travers leur analyse, les auteurs montrent également qu’environ 18 % du rendement d’une année de scolarisation supplémentaire peuvent être imputés à l’amélioration des capacités cognitives due à cette année de scolarisation supplémentaire – soit un pourcentage similaire à celui constaté par d’autres études.

La deuxième série de déterminants des compétences en traitement de l’information englobe des facteurs liés à l’exploitation des compétences en littératie et numératie dans le cadre professionnel, à savoir : l’utilisation des compétences en traitement de l’information dans le cadre professionnel, l’expérience professionnelle et la formation. Au total, ces trois facteurs expliquent environ 5 % des différences de niveau de compétences au sein du groupe formé par les jeunes, 10 % au sein du groupe formé par les adultes d’âge très actif et 7.5 % parmi les travailleurs âgés. Quel que soit le groupe d’âge, le facteur qui joue le rôle le plus important est l’utilisation des compétences au travail, qui explique environ 4 % des différences de niveau de compétences entre les jeunes (soit environ 10 % de la variance expliquée)¹². Il est permis d’en déduire que l’apprentissage par la pratique pourrait constituer un important moyen d’amélioration des compétences. Bien que la contribution de l’expérience professionnelle aux compétences en traitement de l’information augmente avec l’âge, l’expérience semble, en elle-même, ne jouer qu’un rôle négligeable – ce qu’avait également constaté Green (2001) dans le cas du Canada. La contribution de la formation formelle est tout aussi faible, ce qui pourrait s’expliquer par les modalités de mesure de la formation dans l’Évaluation des compétences des adultes. En effet, cette enquête comporte certes des questions sur la formation mais le contenu de ces formations n’est pas connu – autrement dit elles peuvent être sans rapport avec les compétences en traitement de l’information. En outre, la participation à une formation n’est évaluée que sur une période relativement courte si bien qu’il n’est pas possible de mesurer l’effet cumulatif de la formation sur le niveau de compétences¹³.

Graphique 5.8. Déterminants de la variance du niveau de compétences en littératie, par groupe d’âge

Proportion de la variance expliquée (R2) du niveau de compétences en littératie imputable à chaque facteura, b

a. Les résultats sont issus d’une décomposition de la variance par régression réalisée à l’aide de la formule proposée par Fields (2003). Chaque barre représente les résultats d’une régression et la hauteur de la barre correspond au coefficient de détermination (R2) total de cette régression. Au sein de chaque barre, les différentes composantes représentent la contribution de chaque facteur (ou ensemble de variables explicatives) au coefficient de détermination R2. La méthode de décomposition proposée par Fields est expliquée plus précisément dans l’encadré 5.4 du présent chapitre. La décomposition de la variance du niveau de compétences en numératie donne des résultats très similaires.

b. La variable « attitude vis-à-vis de l’apprentissage » englobe des informations sur la manière dont les individus réagissent à de nouvelles idées et de nouveaux obstacles, sur le point de savoir s’ils aiment apprendre et sur leur capacité à établir des liens entre différentes idées. Les variables démographiques sont le sexe, l’état de santé autodéclaré, le statut de migrant de l’individu et la langue parlée en famille. La variable « expérience » contient un terme au carré. Les variables correspondant au milieu familial englobent le niveau d’instruction des deux parents, le statut de migrant ou d’autochtone des parents et le nombre de livres que possède la famille. La variable pays correspond aux effets fixes pays. La variable « compétences utilisées au travail » inclut des variables de contrôle rendant compte de l’utilisation dans le cadre professionnel des compétences en lecture, numératie, écriture, informatique et en résolution des problèmes, des capacités à hiérarchiser les tâches, des capacités d’apprentissage, d’influence, de coopération et d’auto-organisation, de la dextérité et des aptitudes physiques. La variable « formation » rend compte de la participation à une forme quelconque de formation au cours des 12 mois précédents.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142836

Les attitudes individuelles, des facteurs culturels et l’expérience ont une incidence sur les compétences génériques

Après prise en compte des caractéristiques du poste de travail¹⁴, les compétences génériques utilisées par les jeunes dans le cadre de leur travail s’expliquent dans une large mesure par les attitudes individuelles et par les spécificités des différents pays – a priori des spécificités culturelles (graphique 5.9). Ensemble, ces deux facteurs expliquent entre 7 % et 13 % des différences de compétences génériques entre les jeunes (ce qui représente jusqu’à 62 % de la variance expliquée). Les attitudes individuelles expliquent une plus forte proportion des différences de compétences en matière d’apprentissage dans le cadre professionnel, d’influence, d’auto-organisation et de résolution des problèmes, tandis que les spécificités des pays jouent un plus grand rôle dans les différences de compétences en matière de coopération et de hiérarchisation des tâches (qui n’apparaissent pas sur le graphique). L’expérience professionnelle et la formation – formation formelle et formation informelle, par la pratique – expliquent une part non négligeable de la variance des compétences en matière d’influence, d’auto-organisation et de hiérarchisation des tâches. Enfin, le niveau d’instruction et le domaine d’études expliquent environ 2 % des différences de compétences en matière d’influence, d’auto-organisation et de résolution des problèmes.

Graphique 5.9. Déterminants des différences en matière de compétences génériques utilisées dans le cadre professionnel, jeunes (16-29 ans)

Proportion de la variance expliquée (R2) du niveau de compétences imputable à chaque facteura, b

a. Les résultats sont issus d’une décomposition de la variance par régression réalisée à l’aide de la formule proposée par Fields (2003). Chaque barre représente les résultats d’une régression et la hauteur de la barre correspond au coefficient de détermination (R2) total de cette régression. Au sein de chaque barre, les différentes composantes représentent la contribution de chaque facteur (ou ensemble de variables explicatives) au coefficient de détermination R2. La méthode de décomposition proposée par Fields est expliquée plus précisément dans l’encadré 5.4 du présent chapitre.

b. La variable « attitude vis-à-vis de l’apprentissage » englobe des informations sur la manière dont les individus réagissent à de nouvelles idées et de nouveaux obstacles, sur le point de savoir s’ils aiment apprendre et sur leur capacité à établir des liens entre différentes idées. Les variables démographiques sont le sexe, l’état de santé autodéclaré, le statut de migrant de l’individu et la langue parlée en famille. La variable « expérience » contient un terme au carré. Les variables correspondant au milieu familial englobent le niveau d’instruction des deux parents, le statut de migrant ou d’autochtone des parents et le nombre de livres que possède la famille. La variable pays correspond aux effets fixes pays et l’instruction est mesurée par les années d’études. Les caractéristiques de l’emploi englobent la profession (niveau à un chiffre), le secteur d’activité (niveau à un chiffre), le type de contrat ainsi qu’une variable indicatrice correspondant au travail à temps plein. La variable « formation » rend compte de la participation à une forme quelconque de formation au cours des 12 mois précédents. Les résultats obtenus si l’on utilise les compétences en numératie au lieu des compétences en littératie sont quasiment identiques.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142842

Quel peut-être le rôle de l’action publique ?

Améliorer les compétences des jeunes qui quittent le système scolaire à travers des actions de prévention et des cours de remise à niveau

Pour renforcer les acquis scolaires, en particulier ceux des jeunes défavorisés, il est indispensable d’agir précocement et de manière continue tout au long de la scolarité. De nombreuses données empiriques montrent que les politiques d’éducation et d’accueil des jeunes enfants peuvent jouer un rôle décisif lorsqu’elles sont ciblées sur les enfants issus de milieux socio-économiques défavorisés et lorsqu’elles sont maintenues jusqu’à ce que ces enfants relèvent de la scolarité obligatoire (OCDE, 2006b). Ces mesures se traduisent par une amélioration des résultats sur les plans éducatif et professionnel – comparativement à ceux observés dans des groupes témoins rigoureusement construits – qui persiste pendant plusieurs années, voire plusieurs décennies, après la fin de la scolarité (OCDE, 2009b ; OCDE, 2010). Les politiques qui permettent un accès plus équitable à un enseignement de qualité peuvent également contribuer de manière décisive à lutter contre les inégalités en début de scolarité.

Il est aussi primordial d’empêcher que les jeunes ne quittent le système scolaire trop tôt – avant la fin du deuxième cycle de l’enseignement secondaire –, ce qui suppose de repérer précocement les élèves exposés à un risque de décrochage et de mettre en place des cours de remise à niveau à destination des jeunes qui interrompent prématurément leur scolarité pour aller grossir les rangs des NEET. Ainsi, au Pays de Galles, le service de l’emploi Careers Wales North East a, dans le cadre de son programme Keeping in Touch, mis au point une méthode qui permet, à partir d’indicateurs, d’identifier les jeunes qui risquent d’entrer dans la catégorie des NEET. Parmi ces indicateurs figurent les caractéristiques de la famille qui peuvent être un signe de dénuement et les antécédents scolaires, en particulier en matière d’assiduité et de comportement (OCDE, 2014). De même, en Nouvelle-Zélande, depuis 2012, les établissements scolaires adressent régulièrement (environ toutes les deux semaines) au ministère de l’Éducation un rapport sur tous les élèves qui quittent le système scolaire, avec ou sans diplôme. Le ministère analyse ces données pour repérer les jeunes « à risque » (à partir des données sur les diplômes et les notes) et les orienter directement vers des prestataires de services spécialisés.

Dans la plupart des pays, l’accès aux dispositifs de remise à niveau n’est pas lié à la situation professionnelle et peut se faire de différentes manières : retour en formation initiale, à travers le suivi de cours classiques ou d’une formation accélérée pour adultes, ou écoles/programmes de la deuxième chance réservés aux jeunes. Le service public de l’emploi peut fortement contribuer à favoriser la participation à ces dispositifs des jeunes chômeurs dépourvus des compétences nécessaires pour trouver un emploi ; en revanche, il convient vraisemblablement de mettre en place des mesures plus spécifiques pour toucher les jeunes qui se sont marginalisés (OCDE, 2010)¹⁵.

Renforcer l’expérience professionnelle en favorisant le cumul emploi-études

Comme le montre le graphique 5.3, l’expérience professionnelle explique une part non négligeable de la variance du salaire horaire des jeunes. En outre, il ressort d’autres constatations de ce chapitre que l’expérience professionnelle pourrait favoriser l’acquisition de compétences génériques et aider les employeurs à privilégier les compétences réelles par rapport aux qualifications observées. Néanmoins, dans nombre de pays, les jeunes qui travaillent tout en suivant des études restent peu nombreux (encadré 5.7). C’est pourquoi beaucoup de pays, conscients de l’importance de l’expérience professionnelle, ont adopté des mesures spécifiquement destinées à encourager les étudiants à travailler. Il n’en reste pas moins que, comme le montre Quintini (2014b) en s’appuyant sur l’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE, la plupart des étudiants qui travaillent le font en dehors de dispositifs formels tels que les composantes pratiques de la formation professionnelle ou l’apprentissage. Il est donc permis d’en déduire qu’en plus de viser à développer les dispositifs formels de cumul emploi-études, les politiques destinées à encourager les étudiants à travailler pourraient favoriser l’acquisition d’une expérience professionnelle avant la fin des études. La Slovénie a mis en place un dispositif dans le cadre duquel un outil informatique baptisé Netfiks permet de valider l’expérience professionnelle acquise de manière informelle. Cet outil établit des certificats que le jeune peut ensuite utiliser pour prouver qu’il possède les compétences voulues à un employeur potentiel qui attache de l’importance aux références officielles. Par ailleurs, dans le cadre de sa Stratégie emploi jeunesse, pour aider les jeunes qui éprouvent des difficultés à trouver un emploi d’été, le Canada verse subventions aux employeurs canadiens pour qu’ils créent des postes d’été permettant aux étudiants d’acquérir une expérience. Dans sa dernière loi de finance, le gouvernement a annoncé son intention de continuer d’optimiser la Stratégie emploi jeunesse pour qu’elle soit plus en phase avec un marché du travail en constante évolution et pour que les sommes que l’État fédéral investit dans l’emploi des jeunes permettent aux étudiants d’acquérir une expérience professionnelle réelle dans des secteurs très demandeurs en main-d’œuvre comme les sciences, la technologie, l’ingénierie, les mathématiques et les professions spécialisées. Encourager le cumul emploi-études supposant l’engagement d’autres partenaires – en particulier des employeurs –, il est essentiel d’identifier les mesures susceptibles d’inciter ces partenaires à s’impliquer.

Encadré 5.7. Cumul emploi-études : état des lieux réalisé à partir de l’Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE

Le cumul emploi-études est considéré comme un moyen privilégié de permettre aux jeunes d’acquérir les compétences dont le marché du travail a besoin et, partant, d’accélérer et de faciliter le passage de la scolarité à la vie professionnelle (Greenberger et Steinberg, 1986 ; Ruhm, 1997 ; Dundes et Marx, 2006 ; Beffy et al., 2009). L’Évaluation des compétences des adultes ne permet pas d’analyser directement les effets du cumul emploi-études sur la situation ultérieure des individus sur le marché du travail, mais elle fournit de précieuses données comparables entre pays sur la fréquence et la composition de ce cumul. Le graphique ci-dessous montre que c’est dans les pays anglo-saxons et dans les pays où l’apprentissage existe de longue date que ce cumul est le plus répandu, 50 % des étudiants au moins occupant un emploi.

Proportion de jeunes (16-29 ans) cumulant emploi et étudesa

En pourcentage de l’ensemble des étudiantsb

a. Indépendamment de ce qu’ils déclarent, tous les apprentis – d’après leur statut au regard de l’emploi et/ou la nature de leur contrat – sont comptabilisés comme cumulant emploi et études. En effet, certains apprentis se définissent comme des étudiants tandis que d’autres déclarent simplement travailler.

b. Les apprentis qui déclarent « travailler seulement » lorsqu’ils indiquent leur statut au regard de l’emploi sont ajoutés au total des étudiants. Cette pratique répond à un souci de cohérence par rapport au fait que les apprentis sont comptabilisés parmi les jeunes qui travaillent et suivent des études.

c. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE ne couvrait que la Flandre (BEL) et l’Angleterre et l’Irlande du Nord (GBR).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142859

L’apprentissage représente environ 50 % du cumul emploi-études en Allemagne et en France, contre moins de 5 % aux États-Unis et au Japon (voir graphique ci-dessous). Les dispositifs d’enseignement et de formation professionnels en représentent également une part non négligeable. Cependant, nombre de jeunes qui cumulent emploi et études ne sont ni apprentis ni inscrits dans un programme d’enseignement et de formation professionnels, en particulier dans les pays anglo-saxons. Une ventilation plus fine (non présentée ici) montrerait que la plupart des jeunes qui travaillent mais ne sont inscrits ni dans un programme d’enseignement et de formation professionnels ni en apprentissage suivent des études supérieures.

Les données relatives aux questions de savoir s’il faut que l’emploi occupé soit en rapport avec le domaine d’études et s’il faut qu’il ne comporte qu’un nombre limité d’heures de travail pour avoir des effets positifs en termes d’emploi une fois les études achevées sont contrastées. En général, les travaux conduits en Europe concluent à l’importance du lien entre le contenu du travail et le domaine d’études de l’étudiant. Ainsi, des données relatives à la France (Beffy et al., 2009) montrent que l’expérience professionnelle acquise pendant les études n’a un effet positif évident en termes de perspectives professionnelles que si l’emploi est en rapport avec le domaine d’études de l’étudiant. De plus, la plupart des travaux montrent qu’effectuer un nombre raisonnable d’heures de travail améliore les chances des jeunes de s’insérer sur le marché du travail au terme de leurs études sans pour autant compromettre leurs résultats scolaires (Dundes et Marx, 2006).

Composition du cumul emploi-études selon le type de dispositifa

En pourcentage de l’ensemble des jeunes (16-29 ans) qui cumulent emploi et étudesb

a. Les informations relatives aux programmes d’enseignement et de formation professionnels ne sont pas disponibles pour la Flandre (Belgique), l’Angleterre/l’Irlande du Nord (RU) et la Suède. Les pourcentages indiqués pour le Danemark et l’Italie représentent des estimations basses parce que la distinction entre enseignement et formation professionnels et apprentissage n’est pas effectuée à tous les niveaux de la CITE retenus.

b. Les catégories s’excluent mutuellement. La catégorie enseignement et formation professionnels englobe donc tous les jeunes inscrits dans un programme d’enseignement et de formation professionnels et ne déclarant pas être apprentis. Indépendamment de ce qu’ils déclarent, tous les apprentis – d’après leur statut au regard de l’emploi et/ou la nature de leur contrat – sont comptabilisés comme cumulant emploi et études. En effet, certains apprentis se définissent comme des étudiants tandis que d’autres déclarent simplement travailler.

c. L’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE ne couvrait que la Flandre (BEL) et l’Angleterre et l’Irlande du Nord (GBR).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142869

L’Évaluation des compétences des adultes ne permet certes pas de trancher ces questions, mais aboutit à des conclusions plus nuancées que celles qui se dégagent des travaux consacrés à des pays spécifiques. Ainsi, elle met en lumière de fortes disparités entre les pays s’agissant de la coïncidence entre le domaine dans lequel les étudiants travaillent et la discipline qu’ils étudient (Quintini, 2014b ; Montt, 2014), ainsi qu’une corrélation entre ces disparités et le pourcentage de jeunes concernés par l’inadéquation par rapport au domaine d’études dans chaque pays, ce qui laisse penser que les différences culturelles jouent un rôle important à cet égard, du côté tant de l’offre que de la demande de main-d’œuvre. Du côté de l’offre, la propension des étudiants à travailler en dehors de dispositifs formels de stages, d’apprentissage ou d’activités pratiques proposées dans le cadre de la formation professionnelle diffère selon les pays. Cette pratique est très rare dans les pays d’Europe continentale, où la majorité des étudiants suivent la logique « les études d’abord, le travail ensuite », tandis qu’elle est très répandue dans les pays anglo-saxons, où il existe de nombreux emplois pour étudiants – occupés le soir, l’été et le week-end. Du côté de la demande, les employeurs n’accordent pas tous la même importance aux activités qui ne sont pas liées à la discipline étudiée par le candidat. Dans certains pays, ils sont favorables à toutes les activités professionnelles susceptibles de

permettre aux jeunes d’acquérir les compétences génériques dont ils ont besoin au travail – respect des horaires, travail en équipe, capacités d’organisation, présentation, etc. Dans d’autres, en général dans les pays où les diplômes jouent un rôle important, les employeurs privilégient l’expérience professionnelle qui correspond au contenu du poste qu’ils ont à pourvoir. À l’évidence, ces deux aspects – l’offre et la demande – sont liés, les étudiants étant plus nombreux à exercer une activité en dehors de leur domaine dans les pays où ils savent que ces activités seront appréciées par les employeurs.

Améliorer le choix du domaine d’études en informant mieux sur le marché du travail dans le cadre de l’orientation professionnelle

Le domaine d’études constitue un facteur d’explication relativement important des différences de salaire horaire entre les jeunes, et continue de jouer un rôle non négligeable par la suite. Parallèlement, même si l’exercice d’une activité dans un autre domaine que celui étudié à l’école n’est, en soi, pas une mauvaise chose pour les jeunes, cette situation s’accompagne souvent d’une surqualification et, par conséquent, d’une pénalité salariale importante¹⁶.

Toutefois, dans la plupart des pays de l’OCDE, ce sont les préférences des étudiants plus que les perspectives professionnelles potentielles qui continuent de déterminer le choix du domaine d’études et les études proposées. Il en va particulièrement ainsi parmi les jeunes les plus défavorisés. De fait, alors que des données relatives aux États-Unis et au Canada montrent que les perspectives de salaire jouent un rôle prépondérant dans le choix du domaine d’études chez les étudiants de l’enseignement postsecondaire (Berger, 1988 ; Flyer, 1997 ; Arcidiacono, 2004 ; Arcidiacono et al., 2012 ; et Wisfall et Zafar, 2013), Usher (2006) montre qu’aux États-Unis, les étudiants issus d’un milieu socio-économique défavorisé se projettent moins loin dans l’avenir lorsqu’ils prennent leurs décisions et, n’accordent peut-être pas suffisamment d’importance aux perspectives de rendement à moyen terme. Davis et al. (2013) font des constatations similaires pour le Royaume-Uni et parviennent à la conclusion que les étudiants issus d’un milieu modeste sont moins susceptibles de choisir des disciplines offrant des perspectives de salaire élevé. L’aversion au risque, qui varie selon le revenu de la famille, joue également un rôle dans le choix du domaine d’études, les jeunes issus de milieux plus aisés étant plus susceptibles d’opter pour des disciplines plus risquées (Saks et Shore, 2005)¹⁷. L’Évaluation des compétences des adultes ne permet pas d’analyser cette question en profondeur parce qu’elle ne fournit pas d’informations sur le revenu parental ou familial¹⁸ – qui influence fortement le choix du domaine d’études –, mais d’autres études montrent que certains jeunes pourraient être mieux armés que d’autres pour faire ce choix.

Dans ce contexte, il est important que tous les jeunes puissent choisir en toute connaissance de cause le domaine dans lequel ils veulent se spécialiser tout en investissant dans l’acquisition de compétences fondamentales transférables. Or, alors qu’il faudrait offrir des services d’orientation professionnelle de qualité (encadré 5.8) et des informations d’actualité sur le marché du travail, ces services sont rarement fournis. En réalité, dans beaucoup de pays, l’orientation professionnelle incombe à des enseignants surchargés, qui ont une préférence pour l’enseignement universitaire et méconnaissent les compétences exigées par le marché du travail. De surcroît, il est fréquent que les systèmes éducatifs adaptent trop lentement les cursus et programmes aux prévisions relatives aux exigences futures du marché du travail.

Encadré 5.8. Orientation professionnelle : faire le bon choix

Les services d’orientation professionnelle sont des services qui visent à aider les personnes de tout âge, à tout moment de leur existence, à faire un choix en matière d’études et de formation et sur le plan professionnel, ainsi qu’à gérer leur carrière. Ils peuvent accroître l’efficience des marchés du travail et des systèmes éducatifs, aider les pouvoirs publics à atteindre des objectifs importants, de l’apprentissage tout au long de la vie à l’équité sociale, et permettre aux individus de renforcer leur capital humain et leur employabilité tout au long de leur existence.

Dans ses formes contemporaines, l’orientation professionnelle fait appel à plusieurs disciplines, telles que la psychologie, les sciences de l’éducation, la sociologie et l’économie du travail, mais initialement ses théories et méthodes se sont surtout inspirées de la psychologie. Pendant des années, les entretiens individuels et les tests psychologiques ont été considérés comme les principaux outils de l’orientation professionnelle et dans beaucoup de pays, la psychologie demeure la principale voie d’accès. Cependant, dans la majorité des pays, les services d’orientation sont désormais fournis par un personnel à la formation et aux qualifications diverses. Les programmes de formation sont encore très largement centrés sur l’acquisition des compétences nécessaires pour fournir une aide dans le cadre d’entretiens individuels. Cependant, dans beaucoup de pays, le rôle des tests psychologiques a diminué, les théories de l’orientation considérant désormais le praticien moins comme un expert que comme quelqu’un pouvant faciliter les évolutions et les choix individuels. Si les entretiens individuels constituent encore le mode d’action principal, les services d’orientation professionnelle revêtent aussi diverses autres formes : entretiens collectifs ; information sous forme imprimée et électronique ; cours dans un cadre scolaire ; expérience pratique organisée ; conseils téléphoniques ; assistance en ligne. Ces services sont fournis dans des cadres très divers : établissements scolaires ou d’enseignement supérieur ; service public de l’emploi ; prestataires privés ; entreprises et centres sociaux.

Établissements scolaires

Les services d’orientation fournis dans les établissements scolaires s’adressent essentiellement aux jeunes au moment où ils quittent le circuit scolaire, et visent à les aider à prendre des décisions importantes, par exemple à choisir une profession ou des études supérieures. Au Royaume-Uni, depuis septembre 2012, la loi fait obligation aux établissements scolaires de garantir à tous les élèves de 12 à 18 ans l’accès à des services d’orientation professionnelle impartiaux et indépendants, comprenant obligatoirement une information sur toutes les possibilités d’études ou de formation envisageables entre 16 et 18 ans, y compris l’apprentissage et les autres formes d’études ou de formation pratiques. Toutefois, une évaluation de ce dispositif a montré que sur les 60 établissements évalués, 12 seulement avaient veillé à ce que tous les élèves reçoivent suffisamment d’informations pour pouvoir envisager un large éventail de choix professionnels (Ofsted, 2013), ce qui porte à croire qu’il reste des progrès à faire pour mettre en place des dispositifs d’orientation efficaces dans les établissements scolaires.

Conscient de la nécessité d’améliorer l’orientation professionnelle dans les établissements d’enseignement secondaire, le ministère de l’Éducation néo-zélandais a, en coopération avec Career Services – un prestataire indépendant qui fournit aux demandeurs d’emploi et aux jeunes en fin de scolarité des conseils en matière d’orientation professionnelle et d’études –, mis au point le programme Creating Pathways and Building Lives (CPaBL), qui vise à aider les établissements à concevoir des services d'orientation professionnelle efficaces. CPaBL aide les établissements participants – soit une centaine d’établissements répartis sur l’ensemble du territoire – à intégrer l’information sur les professions dans le règlement de l’établissement et dans des plans d’action afin d'aider les élèves à passer plus facilement de la scolarité à la formation et à l’emploi.

Établissements d’enseignement supérieur

Dans ces établissements, les services d’orientation professionnelle sont en général peu développés. En outre, lorsqu’ils existent, ils sont souvent axés sur le placement dans l’emploi ou sont regroupés avec des services d’accompagnement individuel. Or, les services d’orientation professionnelle deviennent d’autant plus nécessaires que dans les pays de l’OCDE, l’enseignement supérieur doit de plus en plus souvent faire face à un environnement plus ouvert et plus concurrentiel et que, la proportion d'étudiants qui suivent des études supérieures progressant, ses missions s’étendent désormais bien au-delà de la préparation des étudiants à des métiers traditionnels. Ces deux évolutions augmentent le nombre de choix s’offrant aux étudiants, rendent le lien entre disciplines étudiées et projets professionnels spécifiques moins direct et obligent les institutions à améliorer leur capacité à suivre le devenir des étudiants et à utiliser leurs résultats sur le plan de l’emploi comme des outils promotionnels pour attirer de nouveaux étudiants. De ce fait, les services d’orientation des établissements d’enseignement supérieur doivent évoluer pour mettre davantage l’accent sur le renforcement de l’employabilité des étudiants. Les services d’orientation professionnelle fournis dans les établissements d’enseignement supérieur ont toujours été plus développés dans certains pays de l’OCDE que dans d’autres, notamment au Royaume-Uni et aux États-Unis. Toutefois, ils se développent actuellement rapidement dans certains autres pays, comme l’Irlande et l’Espagne.

Service public de l’emploi

Les services d’orientation professionnelle fournis par le service public de l’emploi (SPE) visent dans une large mesure à aider les individus à prendre des décisions immédiates en termes d’emploi et d’études. Par exemple, en Finlande, des psychologues formés sont affectés dans les agences du SPE et aident les jeunes et les personnes qui se réorientent à identifier leurs atouts et possibilités vis-à-vis du marché du travail et du système éducatif. Tous sont titulaires d’un master en psychologie et ont suivi une courte formation sur poste et beaucoup sont par ailleurs titulaires d’un diplôme de troisième cycle. Ils s’adressent aux jeunes qui ont quitté le système scolaire sans avoir fait de choix d’orientation, aux chômeurs et aux adultes qui souhaitent se reconvertir. Ils reçoivent sur rendez-vous et ont en principe plusieurs entretiens avec l’usager. La demande est très forte, si bien qu’il n’est pas rare de devoir attendre six semaines pour obtenir un rendez-vous.

Source : OCDE (2003), « Orientation professionnelle : Nouvelles pistes de réflexion », chapitre 2 dans Analyse des politiques d’éducation 2003, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/epa-2003-fr ; OCDE (2004), Orientation professionnelle et politique publique : Comment combler l’écart, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264105676-fr ; OCDE (2008), Jobs for Youth: New Zealand, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264041868-en ; Ofsted (2013), « Going in the Right Direction? Careers Guidance in Schools from September 2012”, Ofsted, Manchester, www.ofsted.gov.uk/resources/going-right-direction-careers-guidance-schools-september-2012 (consulté le 14 mai 2014).

Garantir la rentabilité des investissements dans les compétences

Le coût du travail et les mécanismes de fixation des salaires ont une incidence sur la reconnaissance et la rémunération des compétences sur le marché du travail, mais le type de contrat et la taille de l’entreprise jouent également un rôle

Plusieurs institutions du marché du travail sont susceptibles d’influencer la capacité des employeurs à repérer les compétences des jeunes et à les rémunérer de manière adaptée. Bien que le caractère transversal des données issues de l’Évaluation des compétences des adultes limite l’ampleur de l’analyse qui peut être effectuée, une analyse simple permet d’apporter un certain éclairage.

Des mécanismes rigides de fixation des salaires, un salaire plancher trop élevé et, dans certains cas, des règles rigides en matière d’embauche et de licenciement des travailleurs permanents conduisent vraisemblablement les employeurs à se montrer plus prudents avant de recruter un jeune (voir également OCDE, 2006a ; et OCDE, 2013c). Il est possible que ces rigidités incitent les employeurs à se fonder davantage sur les caractéristiques observables des jeunes – niveau d’instruction et domaine d’études, par exemple – plutôt que sur leurs compétences réelles pour fixer leur salaire. Ces compétences peuvent être indiquées à l’employeur pendant l’entretien d’embauche, mais dans le cas des jeunes sans expérience, elles n’ont quasiment pas été testées et sont par conséquent incertaines. De surcroît, dans certains pays, les conventions collectives lient les salaires aux compétences officiellement validées – c’est-à-dire à un niveau d’instruction ou à un diplôme professionnel spécifique – et laissent peu de marge pour rétribuer les compétences effectives.

Le tableau 5.2 présente les coefficients de régression des scores en littératie normalisés et les interactions entre ces scores et les principales institutions du marché du travail et caractéristiques de l’emploi, établis au moyen d’une régression du salaire horaire similaire à celle qui a permis d’obtenir les résultats présentés par le graphique 5.2. Il en ressort que les compétences en traitement de l’information sont moins bien rétribuées dans les pays caractérisés par des systèmes de négociation des salaires plus centralisés, un coût du travail plus lourd, sous forme d’un rapport du salaire minimum au salaire médian élevé et/ou d’un coin fiscal important¹⁹. Comme ceux de travaux existants²⁰, ces résultats montrent que des mécanismes relativement rigides de fixation des salaires incitent peut-être les employeurs à valoriser le niveau d’instruction plus que les compétences en traitement de l’information. La raison pourrait en être qu’en présence de rigidités salariales, les salaires sont plus difficiles à ajuster une fois les compétences réelles révélées ou encore que les conventions collectives fixent les salaires en fonction de caractéristiques observables, telles que les compétences officiellement validées (en d’autres termes les diplômes). De même, lorsqu’il est plus coûteux de recruter – en raison soit d’un salaire plancher élevé soit de cotisations sociales élevées – les employeurs se montrent peut-être plus prudents et prennent leurs décisions en fonction de caractéristiques observables. Enfin, si l’on introduit une variable d’interaction entre le rendement des compétences en littératie et les caractéristiques de l’emploi, il apparaît que le rendement des compétences est meilleur dans les entreprises de plus grande taille mais plus faible pour les salariés titulaires d’un contrat à durée déterminée ou à temps partiel²¹.

Tableau 5.2. Institutions du marché du travail et rendement des compétences en traitement de l’information
Coefficients issus d’une régression de la rémunération horairea, b
| Coefficients
Compétences en littératie (score standardisé) | 0.197***
Interaction de la numératie normalisée : |
Niveau auquel se déroule la négociation salariale | -0.007**
Protection contre le licenciement individuel et collectif | -0.005
Rapport salaire minimum/salaire médian | -0.200***
Coin fiscal | -0.001**
Taille de l’entreprise |
11-50 | 0.007
51-250 | 0.015**
251-1 000 | 0.026***
1 000 et plus | 0.003
Type de contrat |
Durée déterminée | -0.038***
Intérimaires/sans contrat | -0.002
Heures travaillées |
Á temp partiel | -0.053***
Nombre d’observations | 52 301
***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Régressions par les MCO regroupant tous les pays, avec correction de l’effet de l’erreur de mesure et de la structure de l’échantillon. Les variables de contrôle suivantes ont été incluses, en plus de celles indiquées dans le tableau : années d’études, sexe, âge, profession (niveau à un chiffre), secteur d’activité (niveau à un chiffre), taille de l’entreprise, type de contrat. Une variable indicatrice correspondant au travail à temps plein et des effets fixes pays ont également été introduits. La variable dépendante est le logarithme de la rémunération brute horaire (primes perçues par les salariés comprises et après élimination des données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles, par pays). Le niveau auquel se déroule la négociation salariale est mesuré par un indicateur, selon les modalités suivantes : 1, la négociation se déroule essentiellement au niveau local ou au niveau de l’entreprise ; 2, la négociation se déroule à un niveau intermédiaire ou tantôt au niveau de la branche tantôt au niveau de l’entreprise ; 3, la négociation se déroule essentiellement au niveau de la branche ou du secteur d’activité ; 4, la négociation se déroule à un niveau intermédiaire ou tantôt au niveau central tantôt au niveau du secteur d’activité ; 5, la négociation se déroule essentiellement au niveau central ou intersectoriel et des normes ou plafonds définis à l’échelon central doivent impérativement être respectés par les accords négociés à un niveau plus décentralisé. Le coin fiscal est celui calculé pour une personne seule sans enfants percevant 67 % du salaire moyen de chaque pays (voir tableau ).

b. Les pays qui n’appliquent pas de salaire minimum légal ne sont pas inclus dans l’analyse mais leur exclusion est sans incidence sur la direction et la significativité des coefficients des autres variables de politique.

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012, Base de données de l’OCDE sur la protection de l’emploi, Base de données de l’OCDE sur les impôts sur les salaires, et Database on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 ; Visser, J. (2013), « Data Base on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 (ICTWSS) », Amsterdam Institute for Advanced Labour Studies, Amsterdam.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142951

Le coût du travail et les institutions qui régissent la fixation des salaires pourraient aussi influencer la probabilité que les employeurs acquièrent au fil du temps des informations sur les compétences de leurs salariés

L’encadré 5.3 portait sur l’apprentissage par les employeurs, en d’autres termes sur la question de savoir si le rendement des compétences en traitement de l’information augmente parallèlement à l’expérience, et montrait qu’il en allait ainsi dans environ la moitié des pays qui participent à l’Évaluation des compétences des adultes. Le tableau 5.3 répartit les pays dans deux catégories selon qu’un phénomène d’apprentissage par l’employeur y a été constaté ou non, et donne des informations sur les principales institutions qui régissent le marché du travail et sur la place de l’enseignement et de la formation professionnels dans le pays. Un signe « + » dans les colonnes correspondant aux institutions du marché du travail signifie que la valeur de l’indicateur est supérieure à la moyenne calculée pour l’ensemble des pays, tandis qu’un signe « - » signifie l’inverse.

Tableau 5.3. Apprentissage par l’employeur et institutions du marché du travail
Augmentation de la rémunération salariale avec les compétences en traitement de l’information parallèlement à l’expérience et relation de chaque institution avec la moyenne des paysa
| Rendement de la numératieb | Protection contre le licenciement individuel et collectif | Difficulté à recourir à des contrats temporaires | Niveau auquel se déroule la négociation salariale | Rapport salaire minimum/salaire médian | Existence d’un salaire minimum légal | Coin fiscal | Formation professionnelle
Apprentissage par l’employeur |  |  |  |  |  |  |  |
Allemagne | 0.084 | + | - | + |  | - | + | +
Autriche | 0.041 | + | - | + |  | - | + | +
Australie | 0.037 | - | - | - | + | + | - | -
Canada | 0.086 | - | - | - | - | + | - | -
Danemark | 0.049 | + | - | + |  | - | + | +
États-Unis | 0.074 | - | - | - | - | + | - |
Finlande | 0.060 | + | + | + |  | - | + | -
Norvège | 0.094 | + | + | + |  | - | - | +
Pays-Bas | 0.056 | + | - | + | + | + | - | -
Suède | 0.053 | + | - | + |  | - | + | -
Pas d’apprentissage par l’employeur |  |  |  |  |  |  |  |
Angleterre/Irlande du Nord | 0.161 | - | - | - | + | + | - |
Belgique (Flandre) | 0.065 | - | + | + | + | + | + | -
Corée | 0.064 | + | + |  | - |  | - |
Espagne | 0.107 | + | + | + | - | + | + | -
Estonie | 0.171 | - | + | - | - | + | + | -
France | 0.040 | + | + | - | + | + | + | -
Irlande | 0.061 | - | - | - | + | + | - | -
Italie | 0.015 | + | + | + |  | - | + | -
Japon | 0.137 | - | - | - | - | - | - |
Pologne | 0.109 | + | + | - | + | + | - | +
République slovaque | 0.144 | + | + | - | + | + | + | +
République tchèque | 0.102 | + | - | - | - | + | + | +
Moyenne | 0.082 | 2.0 | 1.5 | 2.3 | 0.45 | 1.3 | 35.1 | 36.7
a. Voir la note a) du tableau 5.2. EFP : proportion d’individus titulaires d’un diplôme d’enseignement ou de formation professionnels dans le pays.
b. Rendement des compétences en numératie estimé à partir d’une régression incluant des variables de contrôle du nombre d’années d’études et des variables d’interaction des années d’études et des compétences en numératie avec l’expérience (d’après Broecke, 2014).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012, Base de données de l’OCDE sur la protection de l’emploi, Base de données de l’OCDE sur les impôts sur les salaires, et Database on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 ; Broecke, S. (2014), « Employer Learning and Statistical Discrimination in OECD Countries », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, à paraître, Éditions OCDE, Paris ; Visser, J. (2013), « Data Base on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 (ICTWSS) », Amsterdam Institute for Advanced Labour Studies, Amsterdam ; OCDE (2013), Regards sur l’éducation 2013 : Les indicateurs de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/eag-2013-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142965

Il ressort implicitement de certaines études que l’apprentissage par l’employeur constitue une caractéristique importante de marchés du travail efficients, étant entendu que le terme « efficient » est employé ici dans le sens de « flexible » – à savoir des marchés du travail où la législation de l’emploi est peu protectrice et où la négociation collective et la réglementation des salaires sont limitées voire inexistantes (Bauer et Haisken-DeNew, 2001 ; Hanushek et Zhang, 2006). Selon ces études, sur ce type de marché du travail, les employeurs ont la possibilité « d’apprendre » à connaître la productivité effective des travailleurs et d’ajuster les salaires en conséquence – ce qui n’est pas le cas sur des marchés du travail plus « rigides », où les employeurs auraient moins de latitude pour ajuster les salaires, soit parce que ces derniers sont fixés par des conventions collectives soit parce qu’un salaire minimum élevé s’applique. Certains auteurs, s’appuyant sur la relation entre l’apprentissage par l’employeur et le rôle de signal que jouent les études, ont complété ces arguments par des hypothèses en rapport avec le fonctionnement du système éducatif. Il a en particulier été avancé que dans les systèmes plus professionnalisants et/ou dispensant un enseignement de qualité plus homogène, les employeurs peuvent observer plus facilement la productivité effective au moment de l’embauche, si bien que le processus d’apprentissage par l’employeur est moins nécessaire (Bauer et Haisken-DeNew, 2001).

Il ressort cependant d’un premier examen des données que le lien entre les institutions qui régissent les marchés du travail et l’apprentissage par l’employeur est probablement plus complexe que ce qu’avancent les travaux de recherche. Le tableau 5.3 laisse penser que s’il est vrai que dans ceux des pays participant à l’Évaluation des compétences des adultes qui ont l’économie de marché la plus libérale (Australie, Canada et États-Unis), le phénomène d’apprentissage par l’employeur existe, ce qui n’est pas le cas dans les pays qui réglementent le plus le marché du travail [Belgique (Flandre), France, Italie et Espagne], il n’existe en revanche pas de caractéristiques du marché du travail ou du système éducatif communes à tous les pays où le phénomène d’apprentissage par l’employeur est constaté. De même, les pays où l’apprentissage par l’employeur n’existe pas ont des institutions et des politiques du marché du travail nettement différentes. Il convient toutefois de ne pas oublier, quand on analyse les résultats du tableau 5.3, que les pays dans lesquels l’apprentissage par l’employeur n’est pas à l’œuvre signalent peut-être plus efficacement aux employeurs potentiels la productivité effective des jeunes recrues, si bien que l’apprentissage par l’employeur devient moins nécessaire. De même, il n’est pas exclu que les institutions de négociation salariale facilitent l’apprentissage par les employeurs plutôt qu’elles ne l’entravent, dans le cas où les salaires d’embauche sont dans un premier temps fixés par des conventions collectives (et ne reflètent donc pas nécessairement la productivité) mais où les employeurs disposent ensuite d’une certaine marge de manœuvre pour récompenser les travailleurs les plus productifs au fil du temps²². Cette hypothèse est, dans une certaine mesure, confirmée par le fait qu’aucun signe de l’existence d’un processus d’apprentissage par l’employeur n’a été constaté dans les pays où le rendement des compétences en numératie est le plus élevé²³.

Dans l’ensemble, les constatations les plus homogènes concernent la difficulté à recourir à des contrats temporaires, le niveau auquel les négociations salariales se déroulent et l’existence d’un salaire minimum légal et son niveau. Premièrement, dans la plupart des pays où il y a apprentissage par l’employeur, il est plus facile que la moyenne de recourir aux contrats temporaires²⁴, alors que l’inverse est vrai dans la plupart des pays où l’on ne constate pas d’apprentissage par l’employeur. Malgré son caractère indicatif, cette constatation laisse penser que bien que le rendement des compétences soit plus faible pour les titulaires d’un contrat à durée déterminée que pour les titulaires d’un contrat permanent, les contrats temporaires pourraient faire office de période d’essai –c’est-à-dire être utilisés à titre probatoire par les employeurs pour apprécier les compétences de leurs nouvelles recrues. De fait, selon de récents travaux réalisés sur la base de données européennes, les entreprises utilisent les contrats temporaires pour sélectionner les travailleurs qu’elles recruteront à titre permanent (Faccini, 2013 ; voir également les constatations sur la sortie de contrats temporaires dans le chapitre 4).

Deuxièmement, la plupart des pays où il y a apprentissage par l’employeur sont dotés de systèmes de négociation des salaires plus centralisés que la moyenne, alors que l’inverse est généralement vrai pour les pays où l’apprentissage par l’employeur n’est pas à l’œuvre. À noter que plusieurs pays où l’on constate un apprentissage par l’employeur affichent un rendement des compétences initialement plus faible, alors que l’inverse est vrai dans les pays où l’apprentissage par les employeurs n’est pas à l’œuvre. Peut-être peut-on en déduire que la corrélation positive entre le niveau auquel se déroulent les négociations salariales et l’apprentissage par l’employeur reflète en réalité la corrélation négative entre le niveau auquel ont lieu les négociations salariales et le rendement des compétences. Cette conclusion irait dans le même sens que les constatations présentées dans le tableau 5.2, qui montrent que le rendement des compétences est plus faible dans les pays dotés d’un système de négociation des salaires plus centralisé.

Enfin, l’existence d’un salaire minimum légal semble aller de pair avec une moindre probabilité d’apprentissage par l’employeur. À noter, à cet égard, que dans la majorité des pays où existent à la fois un salaire minimum légal et un processus d’apprentissage par l’employeur, le montant de ce salaire minimum est relativement faible. Il en va ainsi aux États-Unis et au Canada, de même qu’aux Pays-Bas si l’on tient compte du salaire minimum très faible appliqué jusqu’à 22 ans.

Les compétences excédentaires des travailleurs par rapport aux exigences du poste qu’ils occupent sont mieux reconnues par les grandes entreprises, de même que lorsque ces travailleurs sont titulaires d’un contrat permanent et quand le coût du travail est faible

Le faible rendement des compétences en traitement de l’information lors du recrutement pourrait s’expliquer par une inadéquation des compétences. Si un candidat est recruté à un poste pour lequel il est trop compétent, le rendement moyen de ses compétences sera vraisemblablement inférieur à ce qu’il serait si tel n’était pas le cas. Les compétences étant sous-utilisées, cette situation a, au niveau individuel, une incidence négative sur le salaire horaire et la satisfaction dans l’emploi, ce qui accroît la rotation du personnel (Quintini, 2011a et 2011b). En outre, lorsqu’elles ne sont pas utilisées, les compétences supplémentaires par rapport à celles requises par le poste du travail risquent de devenir obsolètes et les perspectives professionnelles ou de carrière du salarié peuvent en être compromises. La mesure dans laquelle les compétences sont exploitées dans le cadre professionnel a également des conséquences importantes sur plusieurs facteurs liés au marché du travail qui revêtent une importance capitale pour l’action publique, comme la productivité du travail et l’écart salarial entre hommes et femmes (Quintini, 2014a).

Pour lutter contre l’inadéquation et ses conséquences négatives, l’employeur peut faire évoluer le contenu et les exigences du poste dès lors que les compétences réelles d’une nouvelle recrue apparaissent. Toutefois, la latitude dont il dispose à cet égard peut être influencée par les institutions qui régissent le marché du travail. L’une des méthodes qui peut être employée pour tester cette hypothèse consiste à évaluer si et dans quelle mesure les compétences excédentaires par rapport à celles requises par le poste sont récompensées. En supposant que les postes diffèrent au sein d’une même profession, la rémunération des compétences supplémentaires devrait signifier que le contenu du poste a été adapté pour permettre l’exploitation de ces compétences. Le tableau 5.4 présente le rendement des compétences en littératie excédentaires par rapport à celles exigées par le poste et l’incidence, sur ce rendement, des institutions qui régissent le marché du travail et des caractéristiques de l’emploi. Il en ressort que le rendement des compétences excédentaires est plus faible pour les titulaires d’un contrat à durée déterminée ou temporaire et les travailleurs à temps partiel, de même que dans les pays où la négociation des salaires est plus centralisée et où le salaire minimum est relativement élevé par rapport au salaire médian, ce qui confirme dans une très large mesure les résultats présentés dans le tableau 5.2.

Tableau 5.4. Rendement des compétences excédentaires en littératie
Coefficients issus d’une régression de la rémunération horairea, b
| Coefficients
Score requis en littératie | 0.005***
Surcompétent en littératie plutôt que bien adapté | 0.251***
Interaction de la surqualification avec : |
Niveau auquel se déroule la négociation salariale | -0.028***
Protection contre le licenciement individuel et collectif | 0.011
Rapport salaire minimum/salaire médian | -0.329***
Coin fiscal | 0.001
Taille de l’entreprise |
11-50 | -0.045**
51-250 | 0.005
251-1000 | -0.016
1000 et plus | -0.016
Type de contrat |
Durée déterminée | -0.041*
Intérimaires/sans contrat | -0.025
Heures travaillées |
Á temp partiel | -0.045**
Nombre d’observations | 50 801
***, **, * : statistiquement significatif aux seuils de 1 %, 5 % et 10 %, respectivement.

a. Voir la note a) du tableau 5.2. Seuls les travailleurs dotés de compétences supérieures ou égales à celles requises sont pris en compte dans les régressions. La variable dépendante est le logarithme de la rémunération brute horaire, primes perçues par les salariés comprises et après élimination des données relatives aux salaires des 1er et 99e centiles, par pays. En plus des variables indiquées, les régressions contiennent des variables de contrôle des années d’études, de l’âge, du sexe, du secteur d’activité (niveau à un chiffre), de la taille de l’entreprise et du type de contrat, ainsi que qu’une variable indicatrice correspondant au travail à temps plein et des effets fixes pays. Les compétences en littératie requises, exprimées sous forme de score sur l’échelle de compétence en littératie, sont calculées comme indiqué dans l’encadré 5.5.

b. Les pays qui n’appliquent pas de salaire minimum légal ne sont pas inclus dans l’analyse mais leur exclusion est sans incidence sur la direction et la significativité des coefficients des autres variables de politique (voir tableau ).

Source : Calculs de l’OCDE d’après l’Évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012, Base de données de l’OCDE sur la protection de l’emploi ; Base de données de l’OCDE sur les impôts sur les salaires, et Database on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 ; Visser, J. (2013), « Data Base on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 (ICTWSS) », Amsterdam Institute for Advanced Labour Studies, Amsterdam ; OCDE (2013), Regards sur l’éducation 2013 : Les indicateurs de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/eag-2013-fr.

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142978

Quel peut-être le rôle de l’action publique ?

Les éléments qui viennent d’être présentés laissent penser que des mécanismes rigides de fixation du salaire et un coût du travail élevé – sous forme d’un salaire minimum élevé par rapport au salaire médian ou d’un coin fiscal important – risquent d’avoir une incidence sur la rémunération des compétences en traitement de l’information. Ils indiquent également que les grandes entreprises rétribuent mieux ces compétences et que les travailleurs titulaires d’un contrat permanent et à temps plein ont plus de chances de tirer pleinement parti de leur capital humain. Les constatations présentées dans cette section montrent aussi que lorsque le salaire minimum est élevé par rapport au salaire médian, les ajustements après le recrutement sont moins probables et concernent plus souvent les travailleurs titulaires de contrats permanents et les salariés de grandes entreprises. Or, ces ajustements sont particulièrement importants pour les jeunes, dont les compétences réelles ne sont souvent pas perçues lors du recrutement parce qu’ils n’ont pas d’expérience professionnelle.

Plusieurs raisons peuvent être avancées pour expliquer que les grandes entreprises rétribuent et utilisent systématiquement mieux les compétences de leurs salariés que les entreprises de plus petite taille et, par conséquent, créent moins d’inadéquation (voir également OCDE, 2013a ; et Quintini, 2014a). Premièrement, les petites entreprises sont moins souvent dotées de politiques et de divisions des ressources humaines très développées sur lesquelles s’appuyer pour évaluer les postulants, si bien qu’elles accordent plus d’importance aux caractéristiques observables ; deuxièmement, elles ont souvent moins de possibilités de transférer un travailleur à un poste plus adapté ou de faire évoluer le contenu de son poste.

Cette situation est problématique, en particulier dans les pays où le nombre de diplômés de l’enseignement supérieur a augmenté rapidement tandis que le tissu industriel reste dominé par de petites entreprises exerçant dans des secteurs traditionnels. En pareil cas, le taux d’inadéquation risque d’être très élevé, à tout le moins tant que l’appareil de production ne s’est pas adapté au fait qu’une main-d’œuvre très qualifiée est disponible. Des mesures destinées à promouvoir l’innovation, en particulier des mesures axées sur l’adoption de nouvelles technologies et visant les petites entreprises, pourraient concourir à accélérer ce processus d’adaptation.

Les constatations présentées montrent également que le rendement des compétences en traitement de l’information est systématiquement plus faible pour les titulaires de contrats temporaires, ce qui concerne vraisemblablement davantage les jeunes que leurs aînés parce qu’ils sont surreprésentés parmi les titulaires de contrats temporaires. Alors que les employeurs ne semblent pas rétribuer les compétences excédentaires des travailleurs titulaires d’un contrat temporaire, certaines données semblent indiquer que l’apprentissage par l’employeur pourrait être un phénomène plus répandu dans les pays où il est plus facile de recourir aux contrats temporaires. La première constatation porte à croire que la surcompétence des travailleurs temporaires a un caractère définitif et la seconde indique que ces contrats permettent un processus d’apprentissage par l’employeur. On peut avancer, pour résoudre ce paradoxe, que les employeurs apprennent à connaître les compétences de leurs salariés temporaires et, pour mieux les rétribuer, convertissent leur contrat temporaire en contrat définitif.

Conclusions

Le présent chapitre a, en analysant le rôle que jouent le niveau d’instruction, le domaine d’études, les compétences en traitement de l’information et les compétences génériques dans la situation des jeunes sur le marché du travail, permis de dégager trois grands axes d’action pour les pouvoirs publics : l’amélioration des services d’orientation professionnelle, qui doivent être associés à une information de bonne qualité sur le marché du travail ; la promotion du cumul emploi-études ; et l’adoption de mesures visant à garantir que le rendement des compétences reflète la productivité effective. Comme précisé ci-après, chacun de ces trois axes mérite des recherches complémentaires.

Alors que le choix du domaine d’études est déterminant pour l’avenir professionnel des jeunes, dans la majorité des pays, la qualité des services d’orientation professionnelle et des informations sur le marché du travail est, au mieux, inégale. Il est indispensable de comprendre comment ces pays évaluent et anticipent les besoins de compétences et comment ils utilisent les données recueillies pour faire évoluer le système éducatif – pour adapter les programmes et éclairer les services d’orientation professionnelle –, afin d’évaluer les services d’orientation fournis et à mettre au point des mesures pour les améliorer. L’OCDE s’apprête à lancer un examen de la manière dont les pays apprécient l’évolution des besoins de compétences, s’y préparent et s’y adaptent. Il est permis d’espérer que cet examen permettra de découvrir de bonnes pratiques qui pourront servir de base à la formulation de politiques dans ce domaine.

Cumuler emploi et études peut permettre aux jeunes d’acquérir de l’expérience professionnelle et des compétences génériques importantes, par exemple en matière d’influence, d’auto-organisation et de hiérarchisation des tâches. Alors que dans beaucoup de pays l’accent a été mis sur le développement et l’amélioration de l’apprentissage pratique à travers l’extension et l’amélioration des systèmes d’apprentissage et d’enseignement et de formation professionnels, nombre d’étudiants qui travaillent le font en dehors de ces dispositifs formels. Ce constat montre qu’il est nécessaire de mieux connaître la nature des emplois propres à améliorer les chances des jeunes de trouver un poste une fois leurs études terminées, afin de définir des politiques adaptées en la matière. Il importe notamment de déterminer s’il est nécessaire que l’emploi occupé soit en lien avec la discipline étudiée par l’étudiant et d’identifier les mécanismes à renforcer pour que les étudiants soient plus nombreux à avoir un contact avec le marché du travail avant d’obtenir leur diplôme. Parallèlement, il importe de se demander quel doit être l’équilibre idéal entre le temps consacré au travail et celui consacré aux études, certains pays craignant que les étudiants ne travaillent trop. Bien que l’Évaluation des compétences des adultes ne puisse pas apporter de réponses certaines à ces questions, elle fournit des données qui pourraient être complétées par d’autres travaux, réalisés à partir des enquêtes longitudinales menées auprès des jeunes dans certains pays de l’OCDE et dans les pays qui introduisent eux-mêmes une dimension longitudinale dans l’Évaluation des compétences des adultes de l’OCDE.

Enfin, si ce chapitre apporte un éclairage sur les liens complexes entre les institutions qui régissent le marché du travail et la manière dont les compétences sont reconnues et utilisées dans le cadre professionnel, il est nécessaire de réaliser d’autres travaux pour comprendre parfaitement ces liens et mettre au point des mesures adaptées. La première vague de l’Évaluation des compétences des adultes n’apporte certes pas de réponses définitives à cet égard, mais une deuxième vague – actuellement planifiée pour 2020 – permettra d’analyser l’évolution, à la fois du rendement des compétences et des institutions, et d’apporter un éclairage supplémentaire sur ces liens. De surcroît, les données relatives aux pays supplémentaires qui participeront à l’enquête en 2014 et 2016 (volets 2 et 3) viendront compléter les données existantes et permettront peut-être d’obtenir des résultats plus robustes en ajoutant des différences entre pays en matière de rendement des compétences et d’institutions du marché du travail.

Notes

 1. Les données statistiques concernant Israël sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem-Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international.

 2. Ce chapitre se concentre sur les compétences en littératie, mais on obtient des résultats similaires lorsque l’on choisit de se concentrer sur les compétences en numératie ou en résolution de problèmes dans des environnements à forte composante technologique.

 3. L’Évaluation des compétences des adultes contient également des indicateurs de l’utilisation des compétences en traitement de l’information. Ces indicateurs sont exploités dans certaines des analyses présentées dans le présent chapitre. Voir l’annexe 5.A1 pour une description plus précise de ces variables.

 4. Dans ce chapitre, les jeunes regroupent les personnes de 16 à 29 ans et non, comme c’est le cas habituellement, de 16 à 24 ans. Ce choix se justifie par deux raisons : i) il permet que la plupart des jeunes aient achevé leurs études (en particulier supérieures), ce qui offre la possibilité d’évaluer de manière plus fiable l’incidence des études sur les compétences (et sur d’autres variables) ; et ii) il permet d’obtenir des échantillons de plus grande taille, en particulier pour l’analyse au niveau pays. Les autres groupes d’âge étudiés dans ce chapitre sont les adultes d’âge très actif (30 à 49 ans) et les travailleurs âgés (50 à 65 ans). Le salaire horaire étant la principale variable de résultat retenue dans ce chapitre, les résultats obtenus pour les jeunes s’expliquent essentiellement par ceux obtenus pour les jeunes adultes (20-29 ans). Par conséquent, limiter l’analyse à ce groupe aurait pour seul effet d’amplifier les résultats et de renforcer leur significativité statistique. Cependant, les résultats obtenus pour les adolescents (16-19 ans) sont très similaires. C’est pourquoi les jeunes âgés de 16 à 29 ans ont été traités comme un seul et même groupe d’âge.

 5. À noter que pour la Fédération de Russie, l’échantillon ne comprend pas la population de la municipalité de Moscou. En outre, la Fédération de Russie n’est pas prise en compte dans l’analyse des salaires parce que les données relatives au salaire issues de l’Évaluation des compétences des adultes se prêtent mal à des comparaisons avec des données d’autres sources.

 6. L’un des facteurs à l’œuvre à cet égard est que différentes générations peuvent avoir été confrontées à une situation économique très différente. Or, cette situation économique, en particulier si elle prévalait en début de carrière, a pu avoir des effets durables sur la situation professionnelle des intéressés – on parle à ce propos d’un phénomène de « stigmatisation ».

 7. À cet égard, il ne faut pas oublier que l’on mesure les compétences génériques en considérant qu’elles correspondent à l’effet résiduel de l’utilisation des compétences génériques dans le cadre professionnel obtenu après prise en compte des facteurs relatifs au volet demande du marché du travail – notamment la profession, le secteur d’activité, la taille de l’entreprise, le type de contrat de travail et la durée du travail.

 8. Cette constatation est conforme aux théories de l’allocation avancées pour expliquer l’inadéquation entre le domaine d’études et le domaine de travail. Selon ces théories, les travailleurs employés dans un domaine différent de celui dans lequel ils ont suivi leurs études subissent une pénalité salariale en raison d’une productivité plus faible (ils manquent de compétences spécifiques au domaine dans lequel ils travaillent) ou de coûts plus élevés (liés à la nécessité d’acquérir des compétences spécialisées) comparativement à leurs collègues qui ont suivi des études correspondant au domaine dans lequel ils travaillent, et, à mesure que ces travailleurs acquièrent de l’expérience dans leur domaine d’activité (et des compétences propres à ce domaine), l’adéquation entre compétences acquises et compétences requises s’améliore, si bien que leur salaire se rapproche de celui de leurs collègues qui exercent une activité dans le domaine dans lequel ils ont suivi leurs études .

 9. Cette décomposition de la variance est réalisée à l’aide de la technique de décomposition par régression de Fields (2004), décrite dans l’encadré 5.4 du présent chapitre.

 10. Même lorsque l’inadéquation est évaluée au niveau de chaque pays (ce calcul n’est pas représenté ici), aucune tendance claire du taux d’inadéquation moyen par groupe d’âge ne se dégage, tous les profils (diminution et chute avec l’âge, courbe en U ou en U inversé) représentant des parts quasi égales.

 11. La méthode de Fields (encadré 5.4) permet d’obtenir la contribution totale d’un ensemble de variables en additionnant les contributions des différentes variables individuelles à la variance de la variable dépendante.

 12. Faire appel à l’utilisation des compétences dans le cadre privé comme variable instrumentale de leur utilisation dans le cadre professionnel pour régler les problèmes d’endogénéité amplifie les résultats présentés par le graphique 5.8.

 13. De surcroît, la question de la formation pose des problèmes de causalité : il est difficile d’apprécier si c’est la formation qui améliore le niveau des compétences ou si ce sont les individus plus compétents qui se forment plus.

 14. Compte tenu de la manière dont les compétences génériques sont appréciées – d’après les tâches accomplies dans le cadre professionnel – les caractéristiques du poste de travail sont un facteur d’explication important des différences de compétences génériques. Ce chapitre, en particulier le graphique 5.9, porte plus précisément sur la part de ces différences qui n’est pas expliquée par le poste de travail.

 15. Plusieurs pays de l’OCDE ont mis sur pied des services s’adressant spécifiquement à cette catégorie de jeunes. C’est le cas de la France, avec les missions locales (OCDE, 2009a), du Royaume-Uni, avec Connexions (OCDE, 2008a) et de la Nouvelle-Zélande, avec les Youth Transition Services (OCDE, 2008b). Parmi les dispositifs plus formels mis en place pour toucher les jeunes défavorisés figure le dispositif Jobs Corps, aux États-Unis – qui propose, dans le cadre d’un internat, des cours de remise à niveau, des stages et un tutorat assuré par des adultes (OCDE, 2009b). Ce programme s’adresse aux jeunes les plus défavorisés. Peuvent en bénéficier les jeunes de 16 à 24 ans, disposant de faibles ressources et confrontés à au moins un obstacle à l’accès à l’emploi, tel que le fait de ne pas avoir de qualifications, d’avoir fugué, d’être un enfant placé, un parent adolescent ou un jeune sans domicile fixe. Les mesures sont mises en œuvre par des prestataires privés sélectionnés dans le cadre d’appels d’offre pour une durée maximale de sept ans, renouvellements compris. Ces prestataires sont évalués sur la base de critères objectifs, tels que : le nombre de jeunes recrutés, le pourcentage de femmes parmi les participants, le pourcentage de jeunes recrutés qui participent au dispositif pendant 60 jours au moins et la proportion de jeunes recrutés qui ne sont pas contraints de sortir du dispositif dans un délai de 30/45 jours parce qu’ils n’ont pas respecté la politique de tolérance zéro appliquée par le programme en matière de violence et de toxicomanie.

 16. En outre, bien que l’essentiel de l’analyse présentée supra ait été effectuée en regroupant les pays pour préserver la taille de l’échantillon, l’importance que les employeurs accordent à la discipline étudiée à l’école varie nettement d’un pays à l’autre. Par exemple, comme indiqué dans l’encadré 5.7, les pays dans lesquels il est fréquent que les étudiants occupent un emploi sans lien avec la discipline qu’ils étudient sont aussi ceux où l’inadéquation par rapport au domaine d’études est la plus répandue parmi les jeunes qui ne sont plus dans le circuit scolaire, ce qui pourrait indiquer que dans ces pays, les employeurs accordent moins d’importance aux compétences propres à un emploi et davantage aux acquis fondamentaux et aux compétences génériques.

 17. D’après certaines études, des caractéristiques sociodémographiques autres que le revenu familial peuvent avoir une incidence sur le choix du domaine d’études. Par exemple, Boudarbat (2004) constate qu’au Canada, le choix du domaine d’études effectué par les titulaires d’un diplôme universitaire a changé à la suite de l’évolution des salaires relatifs et des perspectives d’emploi, mais que les hommes, les étudiants ayant une expérience professionnelle antérieure et les étudiants qui avaient choisi une filière économique et commerciale étaient plus sensibles que les autres à l’évolution des salaires relatifs.

 18. Ces deux facteurs exercent vraisemblablement une influence opposée sur le choix du domaine d’études. D’un côté, il est possible que des parents plus instruits aident leurs enfants à faire leur choix en fonction des perspectives professionnelles qu’offre une discipline. De l’autre, il est possible que des parents et des enfants plus aisés soient moins enclins à prendre des décisions sur la base du seul critère du rendement, du fait qu’ils peuvent se satisfaire d’un salaire moins élevé ou, dans les domaines où les emplois sont plus rares, attendre qu’un poste soit disponible.

 19. L’analyse présentée dans le tableau 5.2 ne tient pas compte des pays qui n’appliquent pas de salaire minimum légal, à savoir l’Allemagne, l’Autriche, l’Italie, le Danemark, la Finlande, la Norvège et la Suède. La prise en compte de ces pays ne modifie pas les conclusions tirées en ce qui concerne les autres variables de politique et leurs effets sur la rémunération des compétences, mais on observe que l’absence de salaire minimum légal dans ces pays entraîne une diminution du rendement des compétences. À noter toutefois que l’on ne peut pas considérer que ces pays n’appliquent pas de salaire plancher : au contraire, dans la quasi-totalité de ceux mentionnés ci-dessus, les salaires sont fixés par des conventions collectives susceptibles de restreindre la latitude dont dispose l’employeur pour rémunérer ses salariés (en particulier les jeunes recrues) en fonction de leur productivité effective. Il faudrait donc conduire d'autres travaux sur ces pays pour mieux comprendre le lien entre le montant des salaires fixé par les conventions collectives et le salaire médian et l’influence de ce lien sur le rendement des compétences.

 20. Divers chercheurs affirment avoir constaté l’existence de liens entre les institutions du marché du travail et le rendement des études et des compétences. Devroye et Freeman (2001) avancent que les inégalités salariales plus élevées constatées aux États-Unis comparativement aux pays de l’Union européenne où elles sont faibles s’expliquent davantage par les facteurs qui déterminent les salaires que par l’inégale répartition des compétences. Plus précisément, Blau et Kahn (2005) estiment que le prix plus élevé des compétences professionnelles aux États-Unis pourrait s’expliquer par le champ d’application plus limité des négociations collectives. Carbonaro (2006) parvient à la même conclusion, constatant que le rendement des compétences en littératie est plus élevé dans les économies de marché libérales que dans les économies de marché coordonnées, ce qui, selon lui, s’explique avant tout par la couverture de la négociation collective. Dans une étude récente, Hanushek et al. (2013) avancent que le rendement des compétences est systématiquement plus faible dans les pays où le taux de syndicalisation est plus élevé, la législation sur l’emploi plus protectrice et où le secteur public occupe une place plus grande.

 21. Ce qui, globalement, corrobore les constatations de Hanushek et al. (2013).

 22. À cet égard, il importe de ne pas oublier que le salaire fixé par la négociation collective ne constitue qu’une composante de la rémunération effectivement versée, d’une part parce que cette dernière englobe également la rémunération des heures supplémentaires, les primes, les options sur actions et autres formes de rémunération variable, et d’autre part parce que tous les travailleurs ne relèvent pas des conventions collectives.

 23. À ce propos, Broecke (2014) montre que dans les pays où l’on constate un apprentissage par l’employeur, le rendement des compétences est au départ égal à 10 % du rendement de l’éducation. En revanche, dans les pays où l’on ne constate pas d’apprentissage par l’employeur, le rendement des compétences est initialement égal à environ un tiers du rendement de l’éducation.

 24. L’indicateur élaboré par l’OCDE pour évaluer la difficulté à recourir à des contrats temporaires repose sur des informations telles que : les emplois qui peuvent être pourvus par des salariés en contrat à durée déterminée ou temporaire ; le nombre maximal de renouvellements de ces contrats autorisés et la durée maximale totale des contrats successifs ; la nécessité d’obtenir une autorisation et d’effectuer une déclaration pour recourir à des contrats d’intérim ; et les obligations d’égalité de traitement applicables aux salariés titulaires de contrats d’intérim.

Références

Altonji, J.G. et C.R. Pierret (2001), « Employer Learning and Statistical Discrimination », Quarterly Journal of Economics, vol. 116, n° 1, Oxford University Press, pp. 313-350.

Arcidiacono, P. (2004), « Ability Sorting and the Returns to College Major », Journal of Econometrics, vol. 121, n° 1-2.

Arcidiacono, P., J. Hotz et S. Kang (2012), « Modeling College Major Choices Using Elicited Measures of Expectations and Counterfactuals », Journal of Econometrics, vol. 166, n° 1.

Banks, J. et F. Mazzonna (2012), « The Effect of Education on Old Age Cognitive Abilities: Evidence from a Regression Discontinuity Design », Economic Journal, vol. 122, n° 560, pp. 418-448.

Barone, C. et H.G. van de Werforst (2011), « Education, Cognitive Skills and Earnings in Comparative Perspective », International Sociology, vol. 26, n° 4, Sage Publications, pp. 483-502.

Bauer, T.K. et J.P. Haisken-DeNew (2001), « Employer Learning and the Returns to Schooling », Labour Economics, vol. 8, n° 2, pp. 161-180.

Beffy, M., D. Fougère et A. Maurel (2009), « L’impact du travail salarié des étudiants sur la réussite et la poursuite des études universitaires », Économie et Statistique, n° 422, Paris.

Berger, M. (1998), « Predicted Future Earnings and Choice of College Major », Industrial and Labor Relations Review, vol. 41, n° 3.

Blackburn, M.L. et D. Neumark (1993), « Omitted-ability Bias and the Increase in the Return to Schooling », Journal of Labor Economics, vol. 11, n° 3, University of Chicago Press, Chicago, pp. 521-544.

Blau, F.D. et L.M. Kahn (2005), « Do Cognitive Test Scores Explain Higher US Wage Inequality? », Review of Economics and Statistics, vol. 87, n° 1, MIT Press Journals, Cambridge, États-Unis, pp. 184-193.

Boissiere, M., J.B. Knight et R.H Sabot (1985), « Earnings, Schooling, Ability, and Cognitive Skills », American Economic Review, vol. 75, n° 4, American Economic Association, pp. 1016-1030.

Bonfanti, S. et T. Xenogiani (2014), « Migrants’ Skills: Use, Mismatch and Returns in the Labour Market. A First Exploration of the Survey of Adult Skills (PIAAC) », Chapter 8 in Matching Economic Migration with Labour Market Needs, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264216501-en.

Boocock, S. (1995), « Early Childhood Programs in Other Countries: Goals and Outcomes », The Future Children, vol. 5, n° 3, Los Altos, Californie.

Bordón, P. (2013), « Employer learning in Chile », mimeo, juin.

Boudarbat, B. (2004), « Earnings and Community College Field of Study Choice in Canada », IZA Discussion Paper, n° 1156, Bonn.

Bowles, S., H. Gintis et M. Osborne (2001), « The Determinants of Earnings: A Behavioral Aapproach », Journal of Economic Literature, vol. 39, n° 4, American Economic Association, pp. 1137-1176.

Brinch, C. et T. Galloway (2012), « Schooling in Adolescence Raises IQ Scores », Proceedings of the National Academy of Science of the United States of America, vol. 109, n° 2, PNAS, Washington, DC, pp. 425-430.

Broecke, S. (2014), « Employer Learning and Statistical Discrimination in OECD Countries », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, à paraître, Éditions OCDE, Paris.

Caille, J.P. et F. Rosenwald (2006), « Les inégalités de réussite à l’école élémentaire : construction et évolution », France Portrait Social, Édition 2006.

Campbell, F., C. Ramey, E. Pungello, J. Sparling et S. Miller-Johnson (2002), « Early Childhood Education: Young Adult Outcomes from the Abecedarian Project », Applied Developmental Science, vol. 6, n° 1, pp. 42-57, janvier.

Carbonaro, W. (2006), « Cross-national Differences in the Skills-earnings Relationship: The Role of Labor Market Institutions », Social Forces, vol. 84, n° 3, Oxford University Press, pp. 1819-1842.

Carlsson, M., G.B. Dahl et D.O. Rooth (2012), « The Effect of Schooling on Cognitive Skills », NBER Working Papers, n° 18484, National Bureau of Economics Research, Cambridge, États-Unis.

Cascio, E.U. et E.G. Lewis (2006), « Schooling and the Armed Forces Qualifying Test: Evidence from School-entry Laws », Journal of Human Resources, vol. 41, n° 2, University of Wisconsin Press, pp. 294-318.

Cawley, J., J. Heckman et E. Vytlacil (2001), « Three Observations on Wages and Measured Cognitive Ability », Labour Economics, vol. 8, n° 4, Elsevier, pp. 419-442.

Cheung, S.L. (2008), « A Test of Employer Learning in the Labour Market for Young Australians », Applied Economics Letters, vol. 17, n° 1, pp. 93-98.

Denny, K., C. Harmon et V. O’Sullivan (2003), « Education, Earning and Skills: A Multi-country Comparison », IFS Working Papers, n° 04/08, Institute for Fiscal Studies, Londres.

Devroye, D. et R. Freeman (2001), « Does Inequality in Skills Explain Inequality of Earnings Across Advanced Countries? », NBER Working Papers, n° 8140, National Bureau of Economic Research, Cambridge, États-Unis.

Dickson, M. et C. Harmon (2011), « Economic Returns to Education: What We Know, What We Don’t Know, and Where We Are Going – Some Brief Pointers », Economics of Education Review, vol. 30, n° 6, Elsevier, pp. 1118-1122.

Dundes, L. et J. Marx (2006), « Balancing Work and Academics in College: Why Do Students Working 10 to 19 hours Per Week Excel? », Journal of College Student Retention: Research, Theory and Practice, vol. 8, n° 1.

Estevez-Abe, M., T. Iversen et D. Soskice (2001), « Social Protection and the Formation of Skills: A Reinterpretation of the Welfare State », in P.A. Hall et D. Soskice (dir. pub.), Varieties of Capitalism: The Institutional Foundations of Comparative Advantage, Oxford University Press Oxford, pp. 145-183.

Faccini, R. (2013), « Reassessing Labour Market Reforms: Temporary Contracts as a Screening Device », Economic Journal, vol. 124, n° 575, pp. 167-200.

Falch, T. et S.S. Massih (2010), « The Effect of Education on Cognitive Ability », Economic Inquiry, vol. 49, n° 3, Wiley Online Library, pp. 838-856.

Falter, J.M. (2007), « Does the Apprenticeship System Affect Employer Learning? Evidence from Switzerland », mimeo, Université de Genève, Genève.

Fasih, T., H.A. Patrinos et C. Sakellariou (2013), « Functional Literacy, Heterogeneity and the Returns to Schooling », Documents de travail consacrés à la recherche sur les politiques, n° 6697, Banque mondiale, Washington, DC.

Fields, G.S. (2004), « Regression-based Decompositions: A New Tool for Managerial Decision-making », www.ilr.cornell.edu/directory/downloads/fields/Author_decomposingRegressions_mar04.pdf.

Fields, G.S. (2003), « Accounting for Income Inequality and its Change: A New Method, with Application to the Distribution of Earnings in the United States », Research in Labor Economics, vol. 22, Cornell University Press, pp. 1-38.

Fiorio, C.V. et S.P. Jenkins (2007), « INEQRBD: Stata Module to Calculate Regression-based Inequality Decomposition », http://ideas.repec.org/c/boc/bocode/s456960.html.

Flyer, F.A. (1997), « The Influence of Higher Moments of Earnings Distributions on Career Decisions », Journal of Labor Economics, vol. 15, n° 4.

Galindo-Rueda, F. (2003), « Employer Learning and Schooling-related Statistical Discrimination in Britain », IZA Discussion Papers, n° 778, Bonn.

Gill, P. (2012), « Employer Learning and Statistical Discrimination in the New Zealand Labour Market », Thèse de doctorat, Université d’Otago, Dunedin.

Gintis, H. (1971), « Education, Technology, and the Characteristics of Worker Productivity », American Economic Review, vol. 61, n° 2, American Economic Association, pp. 266-179.

Green, D.A. (2001), « Literacy Skills, Non-cognitive Skills and Earnings: An Economist’s Perspective », http://qed.econ.queensu.ca/pub/jdi/deutsch/edu_conf/Green.pdf.

Green, D.A. et W.C. Riddell (2003), « Literacy and Earnings: An Investigation of the Interaction of Cognitive and Unobserved Skills in Earnings Generation », Labour Economics, vol. 10, n° 2, Elsevier, pp. 165-184.

Greenberger, E. et L.D. Steinberg (1986), The Psychological and Social Costs of Adolescent Employment, Basic, New York.

Hanushek, E. et L. Zhang (2009), « Quality-consistent Estimates of International Schooling and Skill Gradients », Journal of Human Capital, vol. 8, n° 2, University of Chicago Press, Chicago, pp. 107-143.

Hanushek, E. et L. Zhang (2006), « Quality-consistent Estimates of International Returns to Skill », NBER Working Papers, n° 12664, National Bureau of Economic Research, Cambridge, États-Unis, pp. 107-143.

Hanushek, E., G. Schwerdt, S. Wiederhold et L. Woessman (2013), « Returns to Skills Around the World: Evidence from PIAAC », IZA Discussion Paper, n° 7850, Bonn.

Ishikawa, M. et D. Ryan (2002), « Schooling, Basic Skills and Economic Outcomes », Economics of Education Review, vol. 21, n° 3, Elsevier, pp. 231-243.

Krahn, H. et G. Lowe (1998), « Literacy Utilisation in Canadian Workplaces », Catalogue n° 89-552-MIE, n° 4, Statistique Canada, Ottawa.

Lapointe, P. et al. (2005), « Évaluation d’un programme national de maternelle en milieu défavorisés », Canadian Journal of Education, vol. 28, n° 8.

Leuven, E., M. Lindahl, H. Oosterbeek et D. Webbink (2010), « Expanding Schooling Opportunities for 4-year-olds », Economics of Education Review, vol. 29, n° 3, Elsevier, pp. 319-328.

Love, J.M., E.E. Kisker, C.M. Ross, P.Z. Schochet, J. Brooks-Gunn, D. Paulsell, K. Boller, J. Constantine, C. Vogel, A.S. Fuligni et C. Brady-Smith (2002), « Making a Difference in the Lives of Infants and Toddlers and their Families: The Impacts of Early Head Start », Mathematica Policy Research, Inc., Princeton, New Jersey, juin.

Montt, G. (2014), « Labour Market Dynamics Behind Field-of-Study Mismatch and its System-level Consequences », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, à paraître, Éditions OCDE, Paris.

Murnane, R.J., J.B. Levy et F. Levy (1995), « The Growing Importance of Cognitive Skills in Wage Determination », Review of Economics and Statistics, vol. 77, n° 2, MIT Press Journals, Cambridge, États-Unis, pp. 251-266.

Nordin, M., I. Persson et D.O. Rooth (2010), « Education-occupation Mismatch: Is There an Income Penalty? », Economics of Education Review, vol. 29, n° 6, pp. 1047-1059.

OCDE (2014), Options for an Irish Youth Guarantee, rapport établi dans le cadre du Plan d’action de l’OCDE pour les jeunes, OCDE, Paris.

OCDE (2013a), Perspectives de l’OCDE sur les compétences 2013 : Premiers résultats de l’Évaluation des compétences des adultes, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204096-fr.

OCDE (2013b), Regards sur l’éducation 2013 : Les indicateurs de l’OCDE, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/eag-2013-fr.

OCDE (2013c), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2013, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/empl_outlook-2013-fr.

OECD (2013d), The Survey of Adult Skills: Reader’s Companion, Éditions OCDE, Paris http://dx.doi.org/10.1787/9789264204027-en.

OCDE (2010), Des débuts qui comptent ! Des emplois pour les jeunes, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264096110-fr.

OCDE (2009a), Des emplois pour les jeunes/Jobs for Youth : France 2009, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264061972-fr.

OCDE (2009b), Jobs for Youth/Des emplois pour les jeunes: United States 2009, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264075290-en.

OCDE (2008a), Jobs for Youth/Des emplois pour les jeunes: United Kingdom 2008, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264046474-en.

OCDE (2008b), Jobs for Youth/Des emplois pour les jeunes: New Zealand 2008, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264041868-en.

OCDE (2006a), Perspectives de l’emploi de l’OCDE 2006 : Stimuler l’emploi et les revenus, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/ 10.1787/empl_outlook-2006-fr.

OCDE (2006b), Petite enfance, grands défis II : Éducation et structures d’accueil, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264035485-fr.

OCDE (2004), Orientation professionnelle et politique publique : Comment combler l’écart, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264105676-fr.

OCDE (2003), « Orientation professionnelle : Nouvelles pistes de réflexion », chapitre 2 dans Analyse des politiques d’éducation 2003, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/epa-2003-fr.

Ofsted (2013), « Going in the Right Direction? Careers Guidance in Schools from September 2012 », Ofsted, Manchester, www.ofsted.gov.uk/resources/going-right-direction-careers-guidance-schools-september-2012 (consulté le 14 mai 2014).

Pan, S.Y. (2005), « Employer Learning and Statistical Discrimination in the Canadian Labour Market », Mémoire de master, Université de la Saskatchewan, Saskatoon.

Pasche, C. (2008), « What Is It About Schooling that the Labor Market Rewards? The Components of the Return to Schooling », Leading House Working Papers, n° 29, Swiss Leading House on Economics of Education, Firm Behavior and Training Policies, Zürich.

Pellizzari, M. et A. Fichen (2013), « A New Measure of Skills Mismatch: Theory and Evidence from the Survey of Adult Skills (PIAAC) », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, n° 153, http://dx.doi.org/10.1787/5k3tpt04lcnt-en.

Psacharopoulos, G. et H.A. Patrinos (2004), « Returns to Investment in Education: A Further Update », Education Economics, vol. 12/2, Routledge, Londres, pp. 111-134.

Puma, M., S. Bell, R. Cook, C. Heid et M. Lopez (2005), « Head Start Impact Study First Year Findings », Westat, The Urban Institute, Chesapeake Research Associates, Decision Information Resources, Inc. et American Institutes for Research, juin.

Quintini, G. (2014a), « Skills at work: How skills and their use matter in the labour market », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, nº 158, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5jz44fdfjm7j-en.

Quintini, G. (2014b), « Working and Learning: A Diversity of Patterns », Documents de travail de l’OCDE sur les questions sociales, emploi et migrations, à paraître, Éditions OCDE, Paris.

Quintini, G. (2011a), « Over-Qualified or Under-Skilled: A Review of Existing Literature », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, n° 121, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5kg58j9d7b6d-en.

Quintini, G. (2011b), « Right for the Job: Over-Qualified or Under-Skilled? », Document de travail de l’OCDE sur les questions sociales, l’emploi et les migrations, n° 120, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/5kg59fcz3tkd-en.

Reynolds, A.J., J.A. Temple, D.L. Robertson et E.A. Mann (2001), « Age 21 Cost-benefit Aanalysis of the Title 1 Chicago Child-Parent Centre Program – Executive Summary », Université du Wisconsin à Madison et Université de l’Illinois du Nord, présenté à l’occasion de la rencontre annuelle de juin de la Society for Prevention Research organisée à Washington, DC.

Riddell, C. (2007), « L’adaptation des marchés aux travailleurs qualifiés », Compte rendu de l’atelier organisé dans le cadre de l’Initiative de recherche sur les compétences (IRC) les 14 et 15 septembre 2006, Ottawa, Ontario, in C.M. Beach, P. Huhn et W.C. Riddell (dir. pub.), « Rapporteurs’ reports from the skills research initiative workshops », Documents de travail, n° 60181, Ressources humaines et Développement social Canada, Ottawa.

Ruhm, C.J. (1997), « Is High School Employment Consumption or Investment? », Journal of Labor Economics, n° 15.

Saks, R.E. et S.H. Shore (2005), « Risk and Career Choice », Advances in Economic Analysis and Policy, vol. 5, n° 1.

Schneeweis, N., V. Skirbekk et R. Winter-Ebmer (2012), « Does Schooling Improve Cognitive Functioning at Older Ages? », IZA Discussion Papers, n° 6958, Bonn.

Schweinhart, L.J., J. Montie, Z. Xiang, W.S. Barnett, C.R. Belfield et M. Nores (2005), Lifetime Effects: The High/Scope Perry Preschool Study Through Age 40, Monographs of the High/Scope Educational Research Foundation, High/Scope Press, Ypsilanti, Michigan.

Usher, A. (2006), « Grants for Students: What They Do, Why They Work », Canadian Education Report Series, Educational Policy Institute, Toronto, Ontario.

Visser, J. (2013), « Data Base on Institutional Characteristics of Trade Unions, Wage Setting, State Intervention and Social Pacts, 1960-2011 (ICTWSS) », Amsterdam Institute for Advanced Labour Studies, Amsterdam.

Wisfall, M. et B. Zafar (2013), « Determinants of College Major Choice: Identification Using an Information Experiment », Staff Report, n° 500, Banque de Réserve fédérale de New York.

Wolbers, M. (2003), « Job Mismatches and their Labour Market Effects Among School-leavers in Europe », European Sociological Review, vol. 19, pp. 249-266.

Zill, N., A. Sorongon, K. Kim, C. Clark et M. Woolverton (2006), « FACES 2003 Research Brief: Children’s Outcomes and Program Quality in Head Start », Wesat, Xtria and Administration for Children and Families, Rapport établi pour l’Administration for Children and Families et le ministère fédéral de la Santé et des Services humains des États-Unis, décembre.

Références des bases de données

Base de données de l’OCDE, La législation sur la protection de l’emploi, http://dx.doi.org/10.1787/lfs-epl-data-fr.

Enquête de l’OCDE sur l’évaluation des compétences des adultes (PIAAC) 2012, http://www.oecd.org/site/piaac/surveyofadultskills.htm.

Annexe 5.A1.

Compétences en traitement de l’information et compétences génériques dans l’Évaluation des compétences des adultes réalisée par l’OCDE

Modalités de mesure des compétences en traitement de l’information

Dans chacun des trois domaines évalués, la compétence est considérée comme un continuum d’aptitudes impliquant la maîtrise de tâches de traitement de l’information de difficulté croissante. Chaque personne évaluée obtient ensuite, dans chaque domaine, un score sur une échelle de 500 points. Les aptitudes d’une personne peuvent également être exprimées sous forme de niveau atteint. Chacun des types de compétences évalués peut être décrit en référence à des items, situés à différents points de l’échelle en fonction de leur difficulté. Il existe six niveaux de compétence pour la littératie et la numératie et quatre niveaux pour la résolution de problèmes dans des environnements à forte composante technologique (voir le tableau 5.A1.1).

L’utilisation des compétences en traitement de l’information et des compétences génériques dans le cadre professionnel

La partie du questionnaire consacrée aux compétences exigées dans le cadre professionnel comprend des questions sur la fréquence à laquelle les travailleurs effectuent certaines tâches dans le cadre de leur travail. Même s’il est vrai que les tâches qu’ils exécutent dépendent en partie de leurs aptitudes, les questions visent à rendre compte des compétences exigées par l’employeur plutôt que de celles que possède le salarié.

Tableau 5.A1.1. Niveaux de compétences : tâches réussies aux niveaux de compétence le plus faible et le plus élevé dans chaque domaine

Type de compétences | Inférieur au niveau 1 | Niveau 5 (niveau 3 pour la résolution des problèmes)

Littératie

À ce niveau, la personne doit lire des textes courts sur des sujets familiers et trouver une information précise. Le texte comprend rarement des informations concurrentes. Seul un vocabulaire de base est requis et le lecteur n’a pas besoin de comprendre la structure des phrases ou des paragraphes, ou d’utiliser d’autres caractéristiques du texte.

À ce niveau, la personne peut avoir à rechercher des informations dans plusieurs textes denses et à les regrouper ; à synthétiser des idées ou des points de vue semblables ou contraires ; ou à évaluer des arguments fondés sur des faits concrets. Ces tâches exigent souvent de la personne qu’elle reconnaisse des marqueurs rhétoriques subtils et effectue des inférences de haut niveau ou encore utilise des connaissances spécifiques.

Numératie

À ce niveau, la personne doit effectuer des opérations simples, comme compter, classer, exécuter des calculs arithmétiques simples avec des nombres entiers ou de l’argent, ou encore reconnaître des représentations spatiales courantes.

Les tâches à exécuter à ce niveau peuvent exiger de la personne qu’elle regroupe plusieurs types d’informations mathématiques demandant un travail de traduction ou d’interprétation considérable ; réalise des inférences ; développe ou utilise des arguments ou des modèles mathématiques ; et réfléchisse de façon critique à des solutions ou des choix.

Résolution de problèmes dans des environnements à forte composante technologiquea

Les tâches reposent sur des problèmes bien définis qui impliquent l’utilisation d’une seule fonction dans une interface générique afin de remplir un critère explicite sans devoir recourir à un raisonnement catégorique ou inférentiel, ni à une transformation des informations. Elles requièrent peu d’étapes et aucun sous-objectif ne doit être fixé.

À ce niveau, les tâches requièrent généralement l’utilisation d’applications technologiques génériques et d’applications plus spécifiques. La personne doit naviguer sur plusieurs pages et utiliser des applications afin de résoudre le problème. Les tâches peuvent inclure de multiples étapes et opérateurs. La personne évaluée peut devoir définir l’objectif du problème et les critères à remplir peuvent être explicites ou non. Il peut être nécessaire de recourir dans une large mesure à un processus d’intégration ou à un raisonnement inférentiel.

a. L’échelle de compétence en résolution des problèmes dans des environnements à forte composante technologique prévoit trois catégories de personnes testées supplémentaires : i) celles qui n’ont jamais utilisé d’ordinateur ; ii) celles qui ont échoué au test de base en informatique destiné à évaluer si leurs connaissances en informatique sont suffisantes pour leur permettre d’effectuer l’évaluation sur ordinateur ou s’il y a lieu de les orienter vers la version papier-crayon, qui ne comprend pas le module de résolution des problèmes dans un environnement à forte composante technologique ; et iii) celles qui ont choisi de ne pas passer le test de base en informatique.

Source : OCDE (2013), The Survey of Adult Skills ; Reader’s Companion, Éditions OCDE, Paris, http://dx.doi.org/10.1787/9789264204027-en.

Les questions posées dans l’évaluation permettent d’établir douze indicateurs de l’utilisation des compétences dans le cadre professionnel. Le tableau 5.A1.2 répertorie les items de la partie du questionnaire sur l’utilisation des compétences dans le cadre professionnel qui sont associés à chacun de ces douze indicateurs.

De nombreuses variables de l’utilisation des compétences sont établies directement à partir des questions du questionnaire de base de l’Évaluation des compétences des adultes :

Compétences en résolution de problèmes : à quelle fréquence êtes-vous habituellement confronté(e) à des problèmes plus complexes, dont la résolution vous demande au moins 30 minutes ?

Compétences de coopération : quelle proportion de votre temps consacrez-vous habituellement à coopérer ou collaborer avec vos collègues ?

Compétences d’auto-organisation : à quelle fréquence votre emploi vous demande-t-il d’organiser votre temps ?

Aptitudes physiques : à quelle fréquence votre emploi implique-t-il un effort physique prolongé ?

Dextérité : à quelle fréquence votre emploi implique-t-il de faire preuve d’habileté ou de précision avec vos mains ou vos doigts ?

Tableau 5.A1.2. Indicateurs de l’utilisation des compétences dans le cadre professionnel
Indicateur | Groupe de tâches
Lecture | Lire des documents (consignes, instructions, lettres, mémos, courriels, articles, livres, manuels, graphiques, cartes).
Écriture | Rédiger des documents (lettres, mémos, courriels, rapports, formulaires).
Numératie | Calculer des prix, des coûts ou des budgets ; utiliser les fractions, les décimales ou les pourcentages ; utiliser une calculatrice ; préparer des graphiques ou des tableaux ; algèbre ou formules ; utiliser les mathématiques ou des statistiques avancées (calcul, trigonométrie, régressions).
Compétences en TIC | Utiliser la messagerie électronique, Internet, des feuilles de calcul, des logiciels de traitement de texte, des langages de programmation ; effectuer des opérations en ligne ; participer à des discussions en ligne (conférences, messagerie instantanée).
Résolution de problèmes | Résoudre des problèmes complexes (dont la résolution demande au moins 30 minutes de réflexion)
Hiérarchisation des tâches | Choisir ou changer l’ordre des tâches professionnelles, changer de rythme de travail ; choisir comment effectuer la tâche requise.
Apprentissage dans le cadre professionnel | Apprendre auprès de superviseurs ou de collègues ; apprendre par la pratique ; rester au courant des nouveaux produits et services.
Compétences d’influence | Donner des ordres, enseigner ou former ; prononcer des discours ou présenter des exposés ; conseiller ; planifier les activités d’autrui ; convaincre ou influencer ; négocier.
Compétences de coopération | Coopérer ou collaborer avec des collègues.
Compétences d’auto-organisation | Organiser son temps et ses activités.
Dextérité | Faire preuve d’habileté ou de précision avec ses doigts ou ses mains.
Aptitudes physiques (brutes) | Effectuer des efforts physiques prolongés.

Pour ces variables de l’utilisation des compétences, la valeur 1 indique que la compétence n’est jamais utilisée, la valeur 2 qu’elle est utilisée moins d’une fois par mois ; la valeur 3 qu’elle est utilisée moins d’une fois par semaine mais au moins une fois par mois ; la valeur 4 qu’elle est utilisée au moins une fois par semaine mais pas tous les jours ; et enfin la valeur 5 qu’elle est utilisée quotidiennement.

Toutes les autres variables décrites dans le tableau 5.A1.2 ont été établies à partir de plusieurs questions du questionnaire de base. On a utilisé la méthode statistique reposant sur l’indice alpha de Cronbach pour vérifier que les items utilisés pour obtenir chaque variable de l’utilisation des compétences sont regroupés de manière cohérente. L’échelle qui en résulte pour ces variables est une échelle continue mais graduée de 1 à 5, comme les items sur lesquels elle repose : une valeur proche de 1 signifie que la personne n’utilise pas la compétence étudiée dans le cadre de son travail et une valeur proche de 5 indique qu’elle l’utilise quotidiennement.

À noter que les items utilisés pour calculer les échelles de mesure de l’utilisation des compétences en TIC dans le cadre professionnel ne sont effectués que par les personnes qui indiquent avoir déjà utilisé un ordinateur, si bien que peu de personnes déclarent n’avoir « jamais » utilisé leurs compétences en TIC dans le cadre de leur travail. L’échelle qui mesure l’utilisation de ces compétences dans le cadre professionnel doit donc être interprétée légèrement différemment des autres échelles.

Tous les indices étant exprimés sur une même échelle, graduée de 1 à 5, il est possible d’effectuer des comparaisons numériques entre pays et entre indicateurs, sauf, pour la raison qui vient être indiquée, en ce qui concerne l’utilisation des compétences en TIC. Néanmoins, il est possible que certaines comparaisons ne soient pas pertinentes d’un point de vue conceptuel. Par exemple, la fréquence souhaitable d’utilisation des capacités d’auto-organisation n’est peut-être pas la même que la fréquence à laquelle les salariés doivent résoudre des problèmes complexes.

Modalités d’évaluation des compétences génériques dans ce chapitre

Dans ce chapitre, les compétences en matière de résolution des problèmes, de hiérarchisation des tâches, d’apprentissage dans le cadre professionnel, d’influence, de coopération, d’auto-organisation ainsi que la dextérité et les aptitudes physiques sont qualifiées de « compétences génériques », alors que l’expression « utilisation des compétences en traitement de l’information » est réservée aux compétences en lecture, écriture, numératie et informatique. Cette différence terminologique s’explique en partie par le fait que les « compétences en traitement de l’information » sont mesurées à la fois dans la partie de l’enquête qui évalue directement les compétences et dans celle sur les compétences exigées dans le cadre professionnel, alors que les « compétences génériques » ne sont mesurées que dans la partie sur les compétences exigées dans le cadre professionnel. De ce fait, ces deux séries de variables ne doivent pas être interprétées de la même manière dans l’analyse de régression effectuée dans ce chapitre.

En réalité, dans la mesure du possible, les régressions présentées dans ce chapitre incluent des variables de contrôle des caractéristiques de l’emploi – profession, secteur, taille de l’entreprise, type de contrat, durée du travail – et les scores obtenus sur les échelles de compétence en littératie, numératie et résolution des problèmes. Par conséquent, dans les régressions qui incluent à la fois des indicateurs des « compétences génériques » et des variables de contrôle des caractéristiques de l’emploi, les variables des « compétences génériques » rendent compte de « l’offre » de compétences génériques après prise en compte de l’effet de la demande de compétences génériques via les variables de contrôle des caractéristiques de l’emploi. En revanche, cette interprétation n’est pas valide s’agissant des compétences en traitement de l’information parce qu’en plus des variables de contrôle des caractéristiques de l’emploi qui rendent compte des compétences exigées, l’effet de l’offre de compétences en traitement de l’information est pris en compte via l’inclusion des scores sur les échelles de compétence.

Annexe 5.A2.

Correspondance entre la CITP-08 au niveau à trois chiffres et les domaines d’études

(2) Formation des enseignants et sciences de l’éducation : professeurs d’université et d’établissements d’enseignement supérieur, professeurs de l’enseignement technique et professionnel, professeurs de l’enseignement secondaire, instituteurs, enseignement primaire et éducateurs de la petite enfance et autres spécialistes de l’enseignement (CITP 231-235) ; travailleurs du secteur des sports et des activités de remise en forme (CITP 342) ; et gardes d’enfants et aides enseignants (CITP 531).

(3) Lettres, langues et arts : professeurs d’université et d’établissements d’enseignement supérieur, professeurs de l’enseignement technique et professionnel, professeurs de l’enseignement secondaire (CITP 231-233) ; architectes, urbanistes, géomètres et concepteurs (CITP 216) ; archivistes, bibliothécaires et documentalistes (CITP 262) ; spécialistes des sciences sociales et du clergé (CITP 263) ; auteurs, journalistes et linguistes (CITP 264) ; artistes créateurs et exécutants (CITP 265) ; professions intermédiaires des services juridiques, des services sociaux et des religions (CITP 341) ; et professions intermédiaires de la culture, de la création artistique et des activités culinaires (CITP 343).

(4) Sciences sociales, commerce et droit : directeurs généraux d’entreprise (CITP 112), directeurs (CITP 121-122, 131-134, 141-143) ; professeurs d’université et d’établissements d’enseignement supérieur, professeurs de l’enseignement technique et professionnel, professeurs de l’enseignement secondaire ; (CITP 231-233) ; spécialistes des fonctions administratives et commerciales (CITP 241-243) ; autres spécialistes des professions de la santé (CITP 226) ; juristes (CITP 261) ; archivistes, bibliothécaires et documentalistes (CITP 262) ; spécialistes des sciences sociales et du clergé (CITP 263) ; auteurs, journalistes et linguistes (CITP 264) ; professions intermédiaires, finance et administration (CITP 331-335) ; autres professions intermédiaires de la santé (CITP 325) ; professions intermédiaires des services juridiques, des services sociaux et des religions (CITP 341) ; employés de type administratif (CITP 411-413, 421-422, 431-432, 441) ; Commerçants et vendeurs (CITP 521-524) ; et vendeurs ambulants (à l’exception de l’alimentation) (CITP 952).

(5) Sciences, mathématiques et sciences informatiques : physiciens, chimistes et assimilés (CITP 211) ; mathématiciens, actuaires et statisticiens (CITP 212) ; spécialistes des sciences de la vie (CITP 213) ; autres spécialistes des professions de la santé (CITP 226) ; professeurs d’université et d’établissements d’enseignement supérieur, professeurs de l’enseignement technique et professionnel, professeurs de l’enseignement secondaire (CITP 231-233) ; spécialistes des technologies de l’information et des communications (CITP 251-252) ; techniciens des sciences physiques et techniques (CITP 311) ; techniciens, contrôle de processus industriels (CITP 313) ; techniciens et travailleurs assimilés des sciences de la vie (CITP 314) ; techniciens de la médecine et de la pharmacie (CITP 321) ; professions intermédiaires de la finance et des mathématiques (CITP 331) ; spécialistes des technologies de l’information et des communications (CITP 351-352).

(6) Ingénierie, industries de transformation et bâtiment : spécialistes, sciences techniques (CITP 214) ; ingénieurs de l’électronique (CITP 215) ; architectes, urbanistes, géomètres et concepteurs (CITP 216) ; professeurs d’université, d’établissements d’enseignement supérieur et professeurs de l’enseignement technique et professionnel (CITP 231-232) ; spécialistes des technologies de l’information et des communications (CITP 251-252) ; techniciens des sciences physiques et techniques (CITP 311) ; superviseurs, mines, industries manufacturières et bâtiment (CITP 312) ; techniciens, contrôle de processus industriels (CITP 313) ; contrôleurs et techniciens des moyens de transport maritime et aérien (CITP 315) ; professions intermédiaires de l’application de la loi et assimilées (CITP 335) ; techniciens de l’information et des communications (CITP 351-352) ; intendants, gouvernantes et concierges (CITP 515) ; métiers qualifiés de l’industrie et de l’artisanat (CITP 711-713, 721-723, 731-732, 741-742, 751-754) ; conducteurs d’installations et de machines, et ouvriers de l’assemblage (CITP 811-818, 821, 831-835) ; et manœuvres des mines, du bâtiment, des industries manufacturières et des transports (CITP 931-933).

(7) Agriculture et sciences vétérinaires : spécialistes des sciences de la vie (CITP 213) ; vétérinaires (CITP 225) ; professeurs d’université, d’établissements d’enseignement supérieur et professeurs de l’enseignement technique et professionnel (CITP 231-232) ; techniciens et travailleurs assimilés des sciences de la vie (CITP 314) ; techniciens de la médicine et de la pharmacie (CITP 321) ; techniciens et assistants vétérinaires (CITP 324) ; autres professions intermédiaires de la santé (CITP 325) ; agriculteurs et ouvriers qualifiés de l’agriculture, de la sylviculture et de la pêche (CITP 611-613, 621-622, 631-634) ; métiers qualifiés de l’alimentation et assimilés (CITP 751) ; autres métiers qualifiés de l’industrie et de l’artisanat (CITP 754) ; conducteurs de matériels et engins mobiles (CITP 834) ; et manœuvre de l’agriculture, de la pêche et de la sylviculture (CITP 921).

(8) Santé et protection sociale : spécialistes des sciences de la vie (CITP 213), spécialistes des professions de la santé (CITP 221-227) ; professeurs d’université et d’établissements d’enseignement supérieur (CITP 231) ; instituteurs, enseignement primaire et éducateurs de la petite enfance (CITP 234) ; spécialistes des sciences sociales et du clergé (CITP 263) ; professions intermédiaires de la santé (CITP 321-325) ; professions intermédiaires des services juridiques, des services sociaux et des religions (CITP 341) ; autre personnel des services directs aux particuliers (CITP 516) ; personnel soignant (CITP 531-532) ; et personnel des services de protection et de sécurité (CITP 541).

(9) Services : cadres de direction, services spécialisés (CITP 134) ; spécialistes des ventes, de la commercialisation et des relations publiques (CITP 243) ; autres professions intermédiaires de la santé (CITP 325) ; secrétaires d’administration et secrétaires spécialisés (CITP 334) ; professions intermédiaires de l’application de la loi et assimilées (CITP 335) ; professions intermédiaires des services juridiques, des services sociaux et des religions (CITP 341) ; professions intermédiaires de la culture, de la création artistique et des activités culinaires (CITP 343) ; employés de type administratif (CITP 411-413, 421-422, 431-432, 441) ; personnel des services directs aux particuliers, commerçants et vendeurs (CITP 511-516, 521-524, 531-532, 541) ; conducteurs de véhicules et d’engins lourds de levage et de manœuvre (CITP 831-835) ; aides de ménage (CITP 911-912) ; assistants de fabrication de l’alimentation (CITP 941) ; travailleurs des petits métiers des rues et assimilés (CITP 951) ; et vendeurs ambulants (à l’exception de l’alimentation) (CITP 952).

Valeurs codées comme manquantes : tous les travailleurs indépendants et ceux qui ont obtenu un diplôme dans le cadre de « programmes généraux » ; les professions militaires (grand groupe 0 de la CITP) ; les membres des corps législatifs et cadres supérieurs de l’administration publique (CITP 111) ; et les éboueurs et autres travailleurs non qualifiés (CITP 961-962).

Annexe statistique

Sources et définitions

Les tableaux de l’annexe statistique présentent les données disponibles pour les 34 pays membres de l’OCDE. Les données pour l’Afrique du Sud, le Brésil, la Colombie, la Fédération de Russie et la Lettonie sont incluses dans les tableaux lorsqu’elles sont disponibles.

En général, les tableau A à J et le tableau L présentent des moyennes annuelles d’estimations mensuelles et trimestrielles, lorsqu’elles sont disponibles, basées sur les enquêtes sur la population active. Les données des tableau K, M, N, O, P sont issues d’une combinaison de sources d’enquêtes et de sources administratives. Les données présentées pour un certain nombre de pays européens dans tableau B, C, D, H, I, J et le tableau L se réfèrent aux données de l’Enquête européenne sur les forces du travail (EU-LFS) qui produit des séries plus cohérentes et comparables dans le temps que les données provenant des enquêtes nationales sur la population active (par exemple pour la France).

Les tableaux statistiques comprenant des données pour Israël sont accompagnés de la note suivante : « Les données statistiques sont fournies par et sous la responsabilité des autorités israéliennes compétentes. L’utilisation de ces données par l’OCDE est sans préjudice du statut des hauteurs du Golan, de Jérusalem Est et des colonies de peuplement israéliennes en Cisjordanie aux termes du droit international ».

Les données concernant l’emploi, le chômage et la population active ne correspondent pas nécessairement à l’analyse et aux prévisions utilisées par le Département des Affaires économiques de l’OCDE telles que rapportées dans les Perspectives économiques de l’OCDE et présentées dans certains tableaux et graphiques des chapitres 1 du présent volume.

La plupart des statistiques présentées dans les tableaux de l’annexe sont également consultables dans la banque de données de l’OCDE OECD.Stat (http://stats.oecd.org) accessible à partir de la page web en ligne consacrée aux statistiques de l’emploi (www.oecd.orgs/emploi/basededonnees).

Cette base de données contient des données brutes et des statistiques dérivées. Elle contient aussi des séries longues ainsi que des ventilations plus détaillées selon le groupe d’âge, le sexe, le niveau d’éducation, l’ancienneté dans l’emploi, l’emploi à temps partiel, le travail temporaire, la durée du chômage et d’autres séries que celles présentées dans cette annexe, comme l’emploi à temps partiel involontaire, l’emploi ventilé par tranches d’heures hebdomadaires habituellement travaillées, les personnes inactives attachées marginalement au marché du travail, etc. La base de données sur l’emploi contient en outre des séries statistiques complémentaires sur les heures travaillées, les salaires et les facteurs politiques et institutionnels qui influent sur le fonctionnement des marchés du travail. Ces séries contiennent des données sur :

La durée annuelle effective du travail par actif occupé pour comparer les évolutions temporelles.

Les salaires réels annuels moyens d’un salarié en équivalent temps complet.

La ventilation des gains bruts des travailleurs à temps complet par décile de revenu et par sexe pour différentes mesures de dispersion de salaire.

Les gains bruts moyens et médians des travailleurs à temps complet par groupe d’âge et par sexe.

Le salaire minimum légal.

Les dépenses publiques consacrées aux programmes du marché du travail, le nombre de participants et les entrées sur le marché du travail.

Les travailleurs syndiqués et les salariés.

Les indicateurs synthétiques de sur la protection de l’emploi.

Signes conventionnels

.. Données non disponibles

. Décimales

| Rupture dans la série

- Zéro ou moins de la moitié du dernier chiffre utilisé

Principales ruptures dans les séries

tableau A : les ruptures dans les séries ont été ajustées afin d’assurer la continuité historique des séries des taux de chômage harmonisés.

tableau B à J et tableau L : la plupart des ruptures de séries mentionnées ci-dessous résultent d’une des raisons suivantes : un changement intervenu dans la conception, le questionnaire, la fréquence et le mode d’administration de l’enquête et les révisions des données pour tenir compte des résultats des recensements de population. Ces changements sont susceptibles d’avoir un impact sur la comparabilité des séries historiques d’emploi et de chômage et, dans une certaine mesure, sur les ratios présentés dans les tableaux mentionnés ci-dessus :

Introduction d’une enquête en continu avec des résultats trimestrielles : Allemagne (2004/05), Autriche (2003/04), France (2002/03), Hongrie (2005/06, résultats mensuels), Islande (2002/03), Italie (2003/04) et Luxembourg (2002/03, résultats trimestriels depuis 2007).

Refonte de l’enquête : Introduction d’une nouvelle enquête au Chili depuis avril 2010 voir ci-dessous), Allemagne (2010/11), Espagne (2004/05), Hongrie (2002/03), Portugal (2010/11), Turquie (2004/05, trimestrielle à mensuelle). En Israel (2011/12), passage d’une enquête trimestrielle à mensuelle et extension du champ de l’enquête de la population active civile à l’ensemble de la population active (incluant les conscrits et les forces armées permanentes). Au Mexique, introduction depuis 2005 d’une nouvelle enquête (Encuesta Nacional de Ocupación y Empleo – ENOE) et d’un nouveau questionnaire.

Changement dans la définition opérationnelle de l’emploi :

Application plus nette du critère d’« au moins une heure travaillée dans un emploi rémunéré » au Chili dans la Nueva Encuesta Nacional de Empleo (NENE) à partir d’avril 2010.

Changement dans la définition opérationnelle du chômage portant sur :

Les méthodes de recherche active d’un emploi, notamment l’inscription seule au service public de l’emploi ne suffit pas, il faut un contact effectif avec le service public de l’emploi : Espagne (2000/01), France (2002/03).

La durée de la recherche active d’un emploi : En Belgique (2010/11), la durée de la recherche active d’un emploi est passée d’une durée illimitée aux quatre dernières semaines y compris la semaine de référence de l’enquête. Au Chili (2009/10), la durée de recherche active d’un emploi est passée des « deux derniers mois » à « quatre semaines précédant incluant la semaine de référence l’enquête ».

Le critère de disponibilité pour commencer un emploi : En Suède (2004/05), le critère de disponibilité pour commencer un emploi est passé de « la semaine de référence » à « deux semaines depuis la semaine de référence » pour se conformer avec la définition opérationnelle en place dans les autres pays de l’Union européenne. Au Chili, ce critère de durée pour la disponibilité pour commencer un emploi n’existait pas avant 2010 dans l’enquête Encuesta Nacional de Empleo (ENE) et a été introduit dans la nouvelle enquête (Nueva Encuesta Nacional de Empleo – NENE) depuis avril 2010.

Les personnes mises à pied sont considérées en emploi et non au chômage comme précédemment : Norvège (2005/06).

Autres changements ayant un impact limité : Australie (2000/01) et Pologne (2003/04).

Changements dans le questionnaire ayant un impact sur les estimations de l’emploi et du chômage : en Allemagne (2010/11), le nouveau questionnaire permet une meilleure couverture des emplois à faible contenu horaire. Cela entraîne une hausse plus que normale des chiffres d’emploi. En Espagne (2004/05), l’impact porte sur les statistiques de l’emploi et du chômage tandis qu’en Norvège (2005/06) et en Suède (2004/05), l’impact porte sur les chiffres du chômage.

Passage des trimestres saisonniers à des trimestres calendaires : Royaume-Uni (2005/06) et Suisse (2009/10). Cependant, il n’y a pas de rupture de série entre 2005 et 2006 pour le Royaume-Uni car des séries historiques selon des trimestres calendaires sont disponibles depuis 1992.

Introduction d’un nouveau questionnaire harmonisé avec les recommandations de l’Union européenne : Suède (2004/05) et Turquie (2003/04).

Baisse de la limite inférieure d’âge de l’enquête de 16 à 15 ans : Islande (2008/09), Norvège (2005/06) et Suède (2006/07).

En Norvège, depuis 2006, la variable relative à l’âge se réfère à l’âge atteint durant la semaine de référence de l’enquête au lieu de l’âge atteint au cours de l’année de référence auparavant.

Prise en compte des résultats des recensements de population dans le processus d’estimation : Israël (2007/08), Mexique (2009/10), Turquie (2006/07).

Au Japon, les données 2011 excluent trois préfectures (Iwate, Miyagi et Fukushima) en raison de la suspension temporaire de la conduite de l’enquête sur la population active suite aux catastrophes naturelles sur la côte ouest du Japon.

Des détails supplémentaires sur les ruptures des séries et leur impact sur les séries de l’emploi et du chômage et sur les ratios usuels peuvent être consultés sur Internet : www.oecd.org/emploi/perspectives.

Le processus d’adhésion de la Colombie, la Lettonie et la Fédération de Russie est actuellement en cours.

Tableau A. Taux de chômage harmonisés dans les pays de l’OCDE

En pourcentage de la population active civile

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142988

Tableau B. Rapports emploi/population par groupe d’âge

En pourcentage de la population totale dans chaque groupe d’âge

Tableau B. Rapports emploi/population par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population des hommes dans chaque groupe d’âge

Tableau B. Rapports emploi/population par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population des femmes dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933142998

Tableau C. Taux d’activité par groupe d’âge

En pourcentage de la population totale dans chaque groupe d’âge

Tableau C. Taux d’activité par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population des hommes dans chaque groupe d’âge

Tableau C. Taux d’activité par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population des femmes dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143000

Tableau D. Taux de chômage par groupe d’âge

En pourcentage de la population active totale dans chaque groupe d’âge

Tableau D. Taux de chômage par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population active des hommes dans chaque groupe d’âge

Tableau D. Taux de chômage par groupe d’âge (suite)

En pourcentage de la population active des femmes dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143013

Tableau E. Rapports emploi/population selon le niveau d’éducation, 2012

Personnes âgées de 25 à 64 ans, en pourcentage de la population de chaque sexe

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143025

Tableau F. Taux d’activité selon le niveau d’éducation, 2012

Personnes âgées de 25 à 64 ans, en pourcentage de la population de chaque sexe

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143032

Tableau G. Taux de chômage selon le niveau d’éducation, 2012

Personnes âgées de 25 à 64 ans, en pourcentage de la population active de chaque sexe

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143042

Tableau H. Fréquence et composition de l’emploi à temps partiela

Personnes âgées de 15 ans et plus, pourcentages

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143059

Tableau I. Fréquence et composition de l’emploi temporairea

En pourcentage des salariés dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143061

Tableau J. Fréquence de l’ancienneté dans l’emploi de moins de 12 mois

En pourcentage de l’emploi total dans chaque groupe d’âge

Tableau J. Fréquence de l’ancienneté dans l’emploi de moins de 12 mois (suite)

En pourcentage de l’emploi masculin dans chaque groupe d’âge

Tableau J. Fréquence de l’ancienneté dans l’emploi de moins de 12 mois (suite)

En pourcentage de l’emploi féminin dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143077

Tableau K. Nombre moyen d’heures annuelles ouvrées par personne ayant un emploia

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143088

Tableau L. Fréquence du chômage de longue duréea, 12 mois et plus

En pourcentage du chômage total dans chaque groupe d’âge

Tableau L. Fréquence du chômage de longue duréea, 12 mois et plus (suite)

En pourcentage du chômage des hommes dans chaque groupe d’âge

Tableau L. Fréquence du chômage de longue duréea, 12 mois et plus (suite)

En pourcentage du chômage des femmes dans chaque groupe d’âge

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143093

Tableau M. Salaires réels annuels moyens et coûts unitaires réels de main-d’œuvre pour l’ensemble de l’économie

Croissance annuelle moyenne, pourcentages

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143102

Tableau N. Dispersion des salaires et fréquence des bas salaires et salaires élevés

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143112

Tableau O. Écarts salariaux par sexe, âge et niveau d’éducation

Pourcentages

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143127

Tableau P. Dépenses publiques et nombre de participants aux programmes du marché du travail dans les pays de l’OCDE, 2011 et 2012

StatLink  http://dx.doi.org/10.1787/888933143135

Cet ouvrage est publié sur OECD iLibrary, la bibliothèque en ligne de l’OCDE, qui regroupe tous les livres, périodiques et bases de données statistiques de l’Organisation.

Rendez-vous sur le site www.oecd-ilibrary.org pour plus d’informations.

Nous contacter • Alertes

Suivez-nous sur :

ORGANISATION DE COOPÉRATION ET DE DÉVELOPPEMENT ÉCONOMIQUES

L’OCDE est un forum unique en son genre où les gouvernements oeuvrent ensemble pour relever les défis économiques, sociaux et environnementaux que pose la mondialisation. L’OCDE est aussi à l’avant-garde des efforts entrepris pour comprendre les évolutions du monde actuel et les préoccupations qu’elles font naître. Elle aide les gouvernements à faire face à des situations nouvelles en examinant des thèmes tels que le gouvernement d’entreprise, l’économie de l’information et les défis posés par le vieillissement de la population. L’Organisation offre aux gouvernements un cadre leur permettant de comparer leurs expériences en matière de politiques, de chercher des réponses à des problèmes communs, d’identifier les bonnes pratiques et de travailler à la coordination des politiques nationales et internationales.

Les pays membres de l’OCDE sont : l’Allemagne, l’Australie, l’Autriche, la Belgique, le Canada, le Chili, la Corée, le Danemark, l’Espagne, l’Estonie, les États-Unis, la Finlande, la France, la Grèce, la Hongrie, l’Irlande, l’Islande, Israël, l’Italie, le Japon, le Luxembourg, le Mexique, la Norvège, la Nouvelle-Zélande, les Pays-Bas, la Pologne, le Portugal, la République slovaque, la République tchèque, le Royaume-Uni, la Slovénie, la Suède, la Suisse et la Turquie. La Commission européenne participe aux travaux de l’OCDE.

Les Éditions OCDE assurent une large diffusion aux travaux de l’Organisation. Ces derniers comprennent les résultats de l’activité de collecte de statistiques, les travaux de recherche menés sur des questions économiques, sociales et environnementales, ainsi que les conventions, les principes directeurs et les modèles développés par les pays membres.

ÉDITIONS OCDE, 2, rue André-Pascal, 75775 PARIS CEDEX 16