3.4. Résultats des estimations

Les résultats de l’estimation des paramètres du modèle défini par les équation (1) à (4), obtenus par maximisation de la fonction de vraisemblance (5) sont reportés dans le tableau 5. Sachant que les déterminants de la participation à une convention de conversion et de retour à l’emploi ont été précédemment commentés, nous ne présentons ici que les résultats relatifs aux salaires.

Les régresseurs n’influencent pas de la même manière, ou avec la même ampleur, les salaires après déplacement en l’absence ou à la suite du passage par une convention. Le salaire augmente avec le niveau de qualification de l’emploi précédent. Toutefois en l’absence de convention, ce résultat ne se vérifie que pour les salariés qualifiés (professions intermédiaires et cadres), alors que pour les adhérents, les ouvriers qualifiés et les employés ont également des salaires plus élevés que les ouvriers non-qualifiés. Par ailleurs, le passage par une convention de conversion semble creuser les écarts de salaire. Ainsi, le coefficient de l’indicatrice des cadres par rapport aux moins qualifiés passe de 0.48 à 0.69 après passage par une convention. Le phénomène est équivalent lorsque l’on compare les diplômés aux non-diplômés (le coefficient pour les plus éduqués passe de 0.19 à 0.25) ou bien les hommes plus âgés à ceux de moins de 25 ans. Ce dernier résultat n’est pas vérifié pour les femmes.

En ce qui concerne l’expérience professionnelle, seuls les non-adhérents ayant plus de 30 ans d’expérience ont des salaires plus élevés par rapport aux moins expérimentés (moins de 11 ans) ; après passage par une convention seuls les salariés ayant entre 11 et 20 ans d’expérience ont des salaires moyens significativement plus élevés. Les individus ayant un niveau d’ancienneté élevé ont ici des salaires plus élevés, qu’ils soient adhérents ou non. Les non-adhérents anciens ont toutefois des salaires plus élevés. Ainsi le dispositif ne permet pas de d’augmenter les salaires des individus expérimentés. En effet, il est plus difficile pour des salariés ayant des niveaux d’ancienneté et d’expérience plus élevés de s’investir dans une formation et d’acquérir de nouvelles compétences. Les non-adhérents résidant en Ile-de-France ont des salaires moyens plus élevés qu’en région Nord-Pas-de-Calais et PACA. Si ce résultat est conforme à la situation du marché du travail dans la région parisienne, il n’est pas vérifié pour les adhérents au dispositif (coefficient non significatif). Il semble ainsi que les conventions de conversion atténuent les différences régionales.

La littérature relative au déplacement (Neal, 1995) a mis en évidence que les travailleurs déplacés subissaient des pertes salariales plus fortes s’ils changeaient de secteur d’activité, d’occupation ou s’ils passaient d’une entreprise plus grande vers une plus petite. Ces coûts sont principalement imputables à une perte de capital humain spécifique sectoriel. Une attention particulière a donc été portée à l’analyse de tels changements sur les salaires après passage par une convention. On peut en effet penser que les bénéficiaires par le biais des formations auront plus de facilités à opérer des changements professionnels. On observe tout d’abord que les non-adhérents qui ont changé de secteur d’activité ont des salaires plus faibles par rapport à ceux qui n’ont pas bougé. Le passage par une convention de conversion permet de réduire de tels écarts (l’effet n’étant pas significatif). Ce résultat semble conforter l’hypothèse de perte de capital humain spécifique pour les salariés déplacés, toutefois les passages par le dispositif et une formation permettraient d’opérer un changement de secteur d’activité moins coûteux. Ensuite concernant les tailles de l’ancien et du nouvel établissement, on observe que les adhérents et les non-adhérents qui ont retrouvé un emploi dans une entreprise de même taille que celle d’origine ont des salaires plus élevés que ceux qui ont changé (vers une plus petite ou une plus grande). Ce résultat est en adéquation avec les hypothèses relatives à l’impact d’un tel changement sur les pertes salariales encourues par les licenciés. Le passage par le dispositif ne permet pas d’atténuer de telles pertes. On ne peut toutefois pas distinguer la situation de ceux qui sont passés d’une plus grande entreprise vers une plus petite, de ceux qui sont passés d’une plus petite vers une plus grande. Enfin, la variable relative à un changement d’occupation n’est pas significative.

Dans le modèle économétrique, nous n’avons pas tenu compte du type d’emploi retrouvé – CDI ou CDD –, mais nous avons tenté de contrôler dans les estimations les issues en introduisant les variables relatives aux transitions. Nous avons notamment porté une attention particulière à l’impact d’une transition directe après le passage en convention. Les bénéficiaires qui ont retrouvé un CDI sans passer par une période de chômage obtiennent des salaires plus élevés que les autres adhérents et issues. L’effet n’est pas significatif pour les transitions directes vers un CDD. Ces individus là ont semble-t-il profité de la première opportunité qui leur a été offerte. Le réseau professionnel peut favoriser ce type de transition ainsi qu’un meilleur appariement. Une analyse descriptive simple a montré que les caractéristiques des individus ayant obtenu directement un CDI ne permet pas réellement de les distinguer. Toutefois, la plupart d’entre eux ont quitté le dispositif avant son échéance (63%), ce qui peut conforter l’idée que la recherche d’emploi avait pu commencer avant même l’entrée en convention.

Par ailleurs, les variances des logarithmes des salaires après passage par le dispositif sont plus faibles (σ₀ > σ₁). Les salaires après déplacement des adhérents sont moins dispersés que ceux des non-adhérents. Ceci confirme l’observation des données brutes. Le dispositif égalise ou concentre les salaires des participants. Les résidus des équations du modèle économétrique estimé sont supposés être corrélés. On observe ainsi que l’hétérogénéité non observée favorisant l’affectation au dispositif est positivement corrélée avec les déterminants non observés de retour à l’emploi et des salaires des adhérents à une convention de conversion (respectivement ρ ₀ et ρ ₃ ). Toutes choses égales par ailleurs, les chômeurs licenciés qui accèdent au dispositif ont des salaires plus élevés.

Pour compléter ces résultats, nous avons comparer les effets du passage en convention de conversion sur les salaires entre les hommes et les femmes. En effet, une littérature importante a mis en évidence qu’il pouvait exister sur le marché du travail une discrimination salariale en faveur des hommes (Madden, 1987). Par ailleurs, les femmes qui peuvent connaître des problèmes spécifiques en termes de participation au marché du travail, sont plus susceptibles de passer par des périodes d’inactivité. Les résultats relatifs à ces deux estimations sont reportés dans les tableaux 6 et 7.

Les valeurs estimées des paramètres des deux équations de salaire sont peu modifiées. On retrouve des résultats similaires concernant l’impact des niveaux de qualification et d’éducation sur les salaires pour les hommes et les femmes. Les coefficients relatifs au niveau d’éducation sont toutefois plus élevés pour les femmes que pour les hommes. L’estimation précédente n’a pas permis de mettre en évidence un effet de la cause de licenciement. Lorsque l’on distingue la situation des adhérents hommes de celle des femmes bénéficiaires, on observe que les salariés hommes ayant connu un licenciement « sélectif » (licenciement économique individuel ou licenciement collectif sans fermeture de l’établissement) ont des salaires plus faibles par rapport à ceux qui ont subi un licenciement avec fermeture. Ces résultats confirment ceux de Gibbons et Katz (1991). Le signal négatif éventuel lié à ce type de licenciement peut conduire les salariés concernés à accepter des salaires plus faibles. Le passage par une convention de conversion permet de réduire ces écarts : les effets de la cause du licenciement sur les salaires sont non significatifs. Par ailleurs, l’accès à une formation peut permettre aux individus d’acquérir ou de renforcer leurs compétences. Les mêmes conclusions ne peuvent être appliquées à la situation des femmes. En l’absence ou à la suite du passage à une convention, les coefficients de ces deux variables ne sont pas significatifs, les femmes semblent donc moins souffrir en moyenne de l’effet de stigmate associé à un licenciement économique « sélectif ». Contrairement aux hommes, pour les femmes on ne constate aucun effet significatif d’une transition directe en CDI sur les salaires.

En ce qui concerne la probabilité de changer de secteur d’activité, d’occupation et de la taille de l’établissement, on retrouve pour les hommes les mêmes résultats que ceux de l’estimation générale. Si elle n’a aucune incidence sur les salaires des femmes, en revanche pour les hommes non-adhérents, un changement de secteur d’activité conduit à des salaires plus faibles. L’adhésion à une convention de conversion permet donc d’amoindrir la perte en capital humain spécifique à l’ancien secteur d’activité. En revanche pour les femmes (adhérentes ou non), on n’observe aucun impact de ces variables. On remarque toutefois que les adhérentes ont des salaires plus faibles si elles changent d’occupation. Contrairement au changement de secteur d’activité, le passage en convention ne permet pas de réduire les pertes salariales encourues pour les femmes si elles changent de qualification (le coefficient est significatif et négatif).

En ce qui concerne les caractéristiques non mesurées favorisant l’affectation à une convention de conversion et le retour à l’emploi, elles sont négativement corrélées avec les salaires pour les hommes non-adhérents (ρ ₁ et ρ ₂ ). Toutes choses égales par ailleurs, les individus qui n’accèdent pas au dispositif ont des salaires plus faibles. Contrairement à l’estimation globale (tableau 5), l’hétérogénéité non observée favorisant l’entrée dans le dispositif n’a pas d’effet significatif sur les salaires des adhérents hommes. Dans le cas des femmes, on observe que seul le coefficient de corrélation (ρ ₁ ) entre les caractéristiques non observées de participation au programme et les salaires des non-adhérentes est significatif et de signe négatif. Toutes choses égales par ailleurs, les femmes qui ne participent pas au dispositif ont des salaires plus faibles.

Enfin à l’aide des formules (6) et (7), nous avons évalué pour ces trois estimations (voir Annexe 4.C), la variation moyenne du logarithme des salaires résultant d’un passage par une convention de conversion pour chaque catégorie d’individus, non-traités et traités. Pour les travailleurs licenciés non-adhérents, le passage par une convention de conversion aurait pu augmenter en moyenne de 3.6% leur salaire moyen ¹¹⁸ , pour les hommes non-adhérents ce taux s’élève à 2.8% et pour les femmes, 4.5%. Dans le même temps, l’estimation révèle que le dispositif a fait augmenter de seulement 1.2% le salaire moyen des bénéficiaires, de 1.1% celui des hommes et de 1.5% le salaire moyen des femmes. L’estimation révèle également que seulement 58% des bénéficiaires voient leur salaire moyen augmenter. A l’inverse le passage par une convention aurait pu augmenter le salaire de 77% des non-participants. En ce qui concerne les hommes, 66% des bénéficiaires ont des salaires plus élevés et 71% des non-participants auraient pu augmenter leur salaire. Par ailleurs, les femmes bénéficient moins d’une hausse de salaire après passage par le dispositif car seulement 18% d’entre elles voient leur salaire s’accroître, alors que 73% des non-participantes auraient pu augmenter leur salaire. Ce résultat peut être également lié à l’existence d’une discrimination salariale en faveur des hommes sur le marché du travail (Madden, 1987).

Les résultats d’une analyse complémentaire effectuée sur les gains respectifs des adhérents et non-adhérents montre que parmi les non-adhérents, les groupes d’individus ayant le plus à gagner d’un passage en convention sont les femmes entre 26 et 39 ans, les hommes de plus de 25 ans, les diplômés de l’enseignement supérieur, les cadres et ingénieurs et les licenciés économiques individuels. Par exemple, parmi les hommes non-adhérents, 56% verraient leur salaire augmenter après participation, alors que pour les femmes non bénéficiaires, ce pourcentage ne serait que de 40%. Pour les adhérents, on retrouve les mêmes catégories d’individus qui bénéficient le plus d’un passage par le dispositif, à l’exception des licenciés économiques individuels.

Conformément aux résultats précédent relatifs à la stabilité de l’emploi retrouvé, on note que l’adhésion à une convention de conversion affecte beaucoup plus les salaires moyens des non-adhérents : les individus qui cumulent les caractéristiques favorisant une augmentation des salaires sont plus nombreux dans le groupe des non-adhérents que dans celui des bénéficiaires (plus diplômés et plus qualifiés).

Les formations proposées dans le cadre d’une convention de conversion peuvent cependant expliquer en partie l’impact positif (même faible) du programme sur les salaires. L’analyse de l’impact du passage en convention de conversion sur les durées de chômage a montré que le dispositif créait une hétérogénéité non seulement entre les participants et les non-participants, mais également entre adhérents selon qu’ils accèdent ou non à une formation au cours du programme. La section suivante propose d’évaluer l’impact de la formation sur les salaires. En effet conformément à la théorie du capital humain, la formation en permettant aux individus d’améliorer leurs compétences, ou du moins en permettant qu’elles ne se « détériorent » pas, a un impact positif sur les salaires. Elle peut également jouer sur la qualité de l’appariement après une reconversion.