3.5.2. Résultats des estimations

Seuls les résultats relatifs aux salaires sont ici commentés. Les résultats se révèlent assez similaires à ceux relatifs à l’estimation portant sur tout l’échantillon. Tout d’abord, si l’on compare les individus non-formés aux non-adhérents, on observe que le fait de bénéficier d’une aide à la recherche d’emploi creuse les écarts de salaire. En effet, le coefficient de l’indicatrice des cadres par rapport aux moins qualifiés passe de 0.46 à 0.87 après passage par une convention. Cet écart est plus important par rapport à l’estimation sur l’ensemble des bénéficiaires (le coefficient passait de 0.48 à 0.69). Le phénomène est équivalent lorsque l’on compare les diplômés aux non-diplômés (le coefficient passe de 0.19 à 0.26). En ce qui concerne l’expérience professionnelle, seuls les adhérents non-formés ayant entre 21 et 30 ans d’expérience connaissent une hausse de leur salaire par rapport aux moins expérimentés (moins de 11 ans). En outre, seuls les hommes de plus de 40 ans voient leur salaire augmenter par rapport aux plus jeunes (moins de 25 ans). Les plus âgés, les plus qualifiés et les plus expérimentés semblent donc plus bénéficier de l’accompagnement à la recherche d’emploi.

Si l’on examine les changements professionnels, les adhérents non-formés ayant effectué un changement de secteur d’activité, d’occupation ou de taille d’entreprise n’obtiennent pas des salaires plus faibles par rapport à ceux qui n’ont pas bougé. On observe le même phénomène pour les formés.

Si l’on compare ensuite la situation des formés aux non-formés, on observe que ce sont les plus diplômés, les plus qualifiés (des professions intermédiaires et cadres) et les hommes de plus de 25 ans qui bénéficient le plus d’une formation. Cependant, les écarts relatifs au groupe de contrôle sont beaucoup moins prononcés que pour les participants non-formés. On observe par exemple que le coefficient relatif de l’indicatrice des cadres est de 0.47 pour les non-adhérents et il est de 0.48 pour les formés. Il semble que les hommes entre 26 et 40 ans bénéficient d’une hausse de leur salaire à la suite d’une formation.

Pour les deux types d’estimation, il n’y aucun impact significatif pour les femmes et aucun effet d’ancienneté. Ni l’aide à la recherche, ni la formation ne permettent de différencier les individus en fonction de leur niveau d’ancienneté. En revanche, les non-adhérents anciens (plus de 10 ans) obtiennent des salaires plus élevés que les autres. L’effet de signal sur les salaires des licenciés sans fermeture d’entreprise n’apparaît pas non plus.

Par ailleurs, les variances des logarithmes des salaires après passage par une convention sont plus faibles dans les deux cas. On peut toutefois noter que l’écart est plus faible que pour l’estimation précédente. Les salaires des adhérents ayant bénéficié d’une aide à la recherche d’emploi sont plus concentrés que ceux des non-adhérents. Les résidus des équations du modèle économétrique sont supposés être corrélés. On observe ainsi que les caractéristiques non observées favorisant l’accès à l’aide à la recherche d’emploi et l’accès à une formation sont positivement corrélées avec les déterminants non observés de retour à l’emploi. En ce qui concerne les salaires, l’hétérogénéité non observée d’entrée en formation est positivement corrélée avec les salaires des formés, alors que celle favorisant l’accès à l’aide à la recherche n’a aucune effet sur les salaires. Toutefois, le coefficient de corrélation entre l’accès à un emploi et les salaires des participants non-formés est positif et significatif. Les individus qui accèdent à un emploi à l’issue de la convention ont toutes choses étant égales par ailleurs, des salaires plus élevés.

Concernant l’hétérogénéité non observée favorisant l’accès à l’aide à la recherche d’emploi par rapport à la non-participation, les bénéficiaires ont toutes choses égales par ailleurs plus de chances de retrouver un emploi. Pour les formés, le coefficient de corrélation est plus élevé. Toutefois, les caractéristiques non mesurées favorisant l’accès à une formation sont positivement corrélées avec les salaires des formés. Au contraire, l’hétérogénéité non observée favorisant l’accès à l’aide à la recherche d’emploi n’a pas d’effet sur les salaires.

Enfin à l’aide des formules (6) et (7) présentées au sein du modèle économétrique précédent, nous avons évalué pour ces deux estimations (voir tableau 1, Annexe 4.C), la variation moyenne du logarithme des salaires résultant d’un passage par l’aide à la recherche et par la formation pour chaque catégorie d’individus : non-traités et non-formés, non-traités et formés. Pour les travailleurs licenciés non-adhérents, le passage par l’aide à la recherche d’emploi aurait pu augmenter en moyenne de 3.2% leur salaire moyen ¹²⁰ , pour les non-adhérents, le passage par une formation aurait pu augmenter leur salaire moyen de 5.3%. En ce qui concerne les bénéficiaires, l’aide à la recherche a fait augmenter le salaire moyen de seulement 0.9%, pour les formés ce taux s’élève à 0.4%. L’estimation révèle que 57% des bénéficiaires non-formés voient leur salaire moyen augmenter, pour les formés ce taux s’élève seulement à 46%. A l’inverse le passage par l’aide à la recherche aurait pu augmenter le salaire de 79% des non-participants, ce taux s’élève à 71% pour les bénéficiaires.

On note ainsi que la formation ne permet pas d’augmenter de manière significative les salaires des bénéficiaires par rapport aux non bénéficiaires. Les individus ayant entrepris une formation peuvent avoir durant le programme une plus faible intensité de recherche que les non-formés, ce qui peut expliquer qu’ils retrouvent des emplois de plus faible qualité. Par ailleurs, notre analyse ne porte que sur des indicateurs de résultat de court terme. Or, le rendement de la formation peut se révéler au cours de la relation d’emploi et ainsi influencer l’évolution salariale des bénéficiaires. En outre, conformément aux résultats relatifs à l’impact d’une formation sur les durées de chômage des bénéficiaires, il semble que l’accès à la formation ne crée pas une hétérogénéité en termes de salaire au sein des participants, notamment lorsque les individus décident de changer de secteur d’activité. Ces derniers résultats doivent toutefois être considérés avec prudence car les difficultés rencontrées au cours des estimations n’ont pas permis de contrôler le biais lié aux choix d’investir en formation au cours du dispositif et ne permettent pas de comparer l’efficacité de l’aide à la recherche à celle de la formation.

L’ensemble de ces résultats renforce les conclusions de l’analyse sur les nouvelles conditions statutaires obtenues après passage par une convention de conversion : le passage par une convention affecte beaucoup plus les salaires des non-adhérents. En effet, ces derniers présentent, plus souvent que leur homologues bénéficiaires, les caractéristiques favorisant non seulement le retour à un emploi stable mais également des salaires plus élevés.

Bien que l’on ait pas directement estimé les pertes salariales imputables au licenciement, si l’on se fonde sur les résultats des études qui ont été effectuées en France et qui ont montré que les pertes subies étaient de faible ampleur, on peut penser que le passage par le dispositif soit en mesure de réduire faiblement de tels écarts de rémunération.