Enfin, en l’absence d’une convention, les moins diplômés ont des taux de transition du chômage vers les CDI significativement plus faibles (et des durées de chômage associées plus longues) que les diplômés de l’enseignement technique ou supérieur. Ce n’est plus le cas après passage en convention (coefficients ne sont pas significatifs). En l’absence de convention, les durées moyennes de chômage des jeunes de moins de 25 ans sont significativement plus courtes que celles des adultes de 25 à 40 ans. Là encore, le passage par une convention égalise les durées moyennes de ces deux groupes. Néanmoins, malgré le passage en convention, les durées de chômage des travailleurs licenciés de plus de 40 ans restent significativement plus élevées. Le passage par une convention modifie également les différences régionales en matière de durée de chômage des licenciés. S’ils ne passent pas par une convention, les travailleurs de la région Nord-Pas-de-Calais restent au chômage significativement plus longtemps avant d’être embauchés en CDI. Après passage par une convention, leurs durées de chômage avant embauche (en CDI ou CDD) sont analogues à celles des travailleurs adhérents d’une convention dans la région parisienne. Mais le bénéfice est plus grand encore pour les travailleurs de la région PACA, dont les durées de chômage avant embauche sont significativement plus faibles, après un passage par une convention, que celles des bénéficiaires des deux autres régions. Une étude plus poussée, s’appuyant notamment sur des entretiens avec les acteurs locaux impliqués dans les programmes de réinsertion et de formation, permettrait éventuellement de comprendre ces écarts régionaux d’efficacité.

A la lumière de l’ensemble de ces résultats, on peut dire que le passage par une convention de conversion réduit les écarts entre hommes et femmes, entre diplômés et non-diplômés, jeunes et plus âgés quant à une embauche en CDI. Nous ne pouvons pas toutefois conclure sur l’incidence du dispositif selon la cause de licenciement.

Comment expliquer ces effets « égalisateurs » du dispositif sur les durées de chômage, par exemple des diplômés et des non-diplômés ? Il est possible que le passage par le dispositif améliore significativement la position des moins qualifiés dans la « file d’attente » des chômeurs, notamment en faisant augmenter relativement plus pour ces travailleurs que pour les plus qualifiés, le nombre d’offres d’emploi et de mises en relation avec les employeurs ¹⁰⁴ .

En outre, les variances des logarithmes des durées de chômage après passage par le dispositif sont plus faibles. Le passage par la convention « égalise » ou concentre donc les durées de chômage qui, en son absence, sont plus inégales, plus dispersées. Le coefficient de corrélation ρ ₁ entre le résidu de l’équation d’accès à la convention et celui de l’équation d’embauche en CDI au terme de la convention est négatif et très élevé en valeur absolue (-0.9). La sélection à l’entrée dans le dispositif joue donc ici en faveur de ceux qui, toutes choses observables égales par ailleurs, ont moins de chances d’être immédiatement embauchés en CDI au terme de la convention.

Ceux qui adhèrent à une convention n’ont pas par ailleurs des caractéristiques inobservées qui les prédisposeraient à chômer significativement plus (ou moins) longtemps que les autres s’ils ne pouvaient accéder au dispositif (ρ ₂ et ρ ₃ ne sont pas significativement différents de zéro). Mais, à l’inverse, leurs caractéristiques inobservées diminuent, toutes choses observables égales par ailleurs, leurs durées moyennes de chômage après passage en convention (ρ ₅ et ρ ₆ sont positifs et significativement différents de zéro).

Alors que les résultats du chapitre, nous ont amené à conclure que le dispositif bénéficiait plus aux individus qui avaient moins de difficultés, l’ensemble de ces résultats permet de nuancer et d’affiner ces résultats. Il apparaît ainsi que les individus susceptibles de retrouver un emploi rapidement (6 mois au plus) ont une plus faible propension de rejoindre le programme. Lorsque l’on prend en compte les issues au chômage, les résultats permettent de nuancer les conclusions sur l’impact du dispositif sur le tri à l’entrée des licenciés, donc sur le ciblage de la mesure.

Pour conclure sur ce point, remarquons que dans la situation de licenciement sans convention, les résidus des durées de chômage associées à des transitions vers le CDI et le CDD sont négativement corrélés (ρ ₄ est négatif et significativement différent de zéro) : les individus qui transitent le moins fréquemment (ou le moins vite) vers les CDI sont ceux qui transitent le plus souvent (ou le plus rapidement) vers les emplois précaires, toutes choses observables égales par ailleurs. Le signe de la corrélation est modifié par le passage par le dispositif : après une convention, les résidus des durées de chômage avant embauche en CDI et en CDD deviennent très positivement corrélés, ceci signifiant qu’un travailleur entrant en chômage au terme d’une convention possède des caractéristiques inobservées le rendant tout autant (ou à l’opposé tout aussi peu) employable en CDI qu’en CDD (ρ ₇ est égal à 0.98). Ce dernier résultat est à rapprocher du fait que les corrélations ρ ₅ et ρ ₆ entre les résidus de l’équation d’accès au dispositif et ceux des durées de chômage après passage par le dispositif sont positifs et de valeur égale. Le passage par une convention de conversion réduit les écarts entre embauche en CDI et CDD.

Enfin, à l’aide des formules (6) et (7), nous avons estimé la variation de la probabilité de retour à l’emploi avec un CDI qui est imputable à un passage par une convention, et ceci pour les deux catégories de travailleurs, adhérents ou non à une convention (voir Annexe 4.B). Pour les travailleurs licenciés n’ayant pas accédé à une convention de conversion, le passage par une convention aurait pu augmenter en moyenne de 28 points la probabilité d’être embauché sur un CDI. En effet, telle qu’elle est estimée sur le sous-échantillon des non-bénéficiaires, la probabilité moyenne d’être embauché en CDI est de 43% en l’absence d’un passage par une convention et de 71% après participation au dispositif. Dans le même temps, notre estimation révèle que pour les bénéficiaires de convention, le dispositif a fait augmenter de seulement 8 points la probabilité moyenne d’être embauché sur un CDI ; cette probabilité passe ainsi de 42 à 50% sous l’effet causal de la convention de conversion. Ce résultat renforce l’idée que le dispositif ne sélectionne pas nécessairement les individus qui auraient le plus de chances d’être embauchés en CDI, que ce soit directement au terme de la formation ou après une période de chômage.

Une analyse complémentaire (voir Annexe 4.B) montre que, parmi les non-adhérents, les groupes d’individus ayant le plus à gagner d’un passage en convention sont :

• les diplômés de l’enseignement supérieur, dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmenterait de 38 points, passant de 46 à 84% ;
• les cadres et ingénieurs, dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmenterait de 35 points, passant de 47 à 81% ;
• les travailleurs licenciés de moins de trois ans d’ancienneté, dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmenterait de 31 points, passant de 43 à 74% ;
• les femmes, les professions intermédiaires et les sortants des seconds cycles d’enseignement général, toutes catégories dont la probabilité moyenne d’embauche sur CDI augmenterait de 30 points (celle-ci passant de 44 à 74% pour les premières et les secondes, et de 42 à 72% pour les troisièmes).

Parmi les adhérents au dispositif, les groupes d’individus bénéficiant le plus d’un passage par la convention sont :

• les diplômés de l’enseignement supérieur, dont la probabilité moyenne d’embauche sur CDI augmente de 18 points, passant de 44 à 62% ;
• les cadres et ingénieurs, dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmente de 16 points, passant de 45 à 61% ;
• les professions intermédiaires,dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmente de 12 points passant de 43 à 55% ;
• les femmes et les sortants du premier cycle d’enseignement général, catégories dont la probabilité moyenne d’embauche en CDI augmente de 10 points (celle-ci passant de 44 à 54% pour la première, et de 39 à 49% pour la seconde).