L’analyse de la dispersion et de l’évolution des salaires est un domaine difficile. Sur le plan empirique les principales difficultés rencontrées renvoient à des problèmes d’endogénéité des variab les exp licatives et de biais liés à l’hétérogénéité associée notamment aux caractéristiques non observées de la population active (Abowd, Kramarz et Margolis, 1999).

Dans ce contexte, les effets de l’ancienneté sont évalués habituellement par une fonction de gains dite “ standard ” dis sociant les rend ements de l’expérience de ceux de l’ancienneté envisagés au sens strict comme le “surplus” apporté par le fait de demeurer au sein de la même firme. Mais l’estimation “standard” des rendements de l’ancienneté est entachée de nombreux biais de sorte que Hutchens pouvait écrire en 1989 : “nous avons le sentiment que nous commençons à peine à apprendre les méthodologies d’estimation appropriées à la relation ancienneté – salaire”. Si depuis plusieurs spécifications de la fonction de gains ont été testées, les rés ultats s ont enco re pour le moins contradictoires en fonction des spécifications et/ou des hypothèses théoriques retenues. Les rendements de l’ancienneté apparaissent selon les cas et les auteurs sous-estimés ou surestimés par la fonction de gains standard [1].

En réalité, à côté des problèmes statistiques on retrou ve le d ébat théorique. La relation rémunération-ancienneté est, en effet, loin de faire l’unanimité. Une première interprétation de l’existence de rendements de l’ancienneté a longtemps été la valorisation de la formation dite spécifique, i.e. utilisable uniquement par l’entreprise formatrice (Becker, 1975). Or, depuis l’article de Hashimoto (1981), on sait que ce type de formation ne procure pas systématiquement un avantage salarial. Cette hypothèse n’exclut pas alors l’existence de faibles rendements de l’ancienneté.

A contrario, les modèles de la théorie des incitations justifient des rendements de l’ancienneté positifs. Ces modèles incitatifs tentent de rendre compte des modes de gestion des ressources humaines visant à obtenir des travailleurs une productivité élevée en établissant des plans de carrière. En d’autres termes, il s’agit de récompenser a posteriori les efforts individuels p ar des promotions ou des augmentations de salaires.

Toutefois, les augmentations escomptées peuvent être tout à fait différentes d’un individu à l’autre. De fait, l’ancienneté est valorisée de manière différenciée selon les individus en fonction non seulement de leurs aptitudes, mais aussi du type de carrière privilégié. Ainsi, certains salariés changent de firme et d’autres non en fonction des opportunités internes ou externes. En d’autres termes, des individus semblables, même du point de vue des caractéristiques inobservables, peuvent avoir des carrières différentes dès lors qu’ils privilégient le marché interne ou le marché externe au cours de leur carrière.

Dans cette perspective, la correction des biais liés à l’hétérogénéité inobservable de la population active n’est pas suffisante pour estimer les rendements de l’ancienneté [2]. Indépendamment de cette première source d’hétérogénéité, celle des carrières salariales avant l’entrée dans la firme actuelle où les rendements de l’ancienneté sont mesurés doit aussi être prise en compte. Pour les rares études ayant intégré les stratégies de mobilité antérieures des salariés à la fonction de gains standard, les rendements de l’ancienneté s’avéraient positifs et significatifs (Mincer et Jovanovic, 1981, Topel, 1991). Dans ces études, les stratégies de mobilité sont appréciées par des proxies telles que l’expérience initiale ou des variables représentant une partie seulement des mobilités antérieures.

Pour prendre en compte les différents types de mobilités et contrôler les biais liés à l’hétérogénéité non observable, il serait souhaitable de disposer de la totalité des déterminants des carrières salariales. Il est clair qu’une telle ambition ne peut être satisfaite, les données disponibles ne permettant pas de saisir tous ces éléments. Aussi cet article propose-t-il de traiter essentiellement des biais associés à l’hétérogénéité des carrières salariales en tentant de mesurer l’impact des stratégies de mobilité sur le salaire et sur les rendements de l’ancienneté. Le second objectif est de confronter les hypothèses de la théorie du capital humain à celles de la théorie des incitations portant sur les effets de l’ancienneté et la mobilité interne.

Le plan de l’article se déclinera en quatre parties.

Dans un premier temps, les principales hypothèses et résultats des modèles de la théorie du capital humain et de la théorie des incitations sont rappelés. Il ne s’agit pas d’un recensement exhaustif mais d’une présentation succincte permettant d’effectuer certaines interprétations quant à l’impact sur les carrières salariales de l’ancienneté et des promotions.

Dans la seconde partie, la fonction de gains “standard” est réexaminée en regard des différentes hypothèses théoriques, concernant notamment l’impact des stratégies de mobilité.

La troisième partie est consacrée à une étude empirique des effets des mobilités antérieures et des intentions de mobilité sur les rendements de l’ancienneté et le salaire. À cette fin, deux enquêtes rétrospectives complémentaires aux enquêtes emploi de l’Insee 1989 et 1997 sont mobilisées. Il s’agit respectivement des enquêtes “carrières et mobilité” et “jeunes et carrières”.

La quatrième et dernière partie tente de rapprocher les résultats des différentes hypothèses théoriques, en examinant, d’une part, les rendements de l’ancienneté associés ou non aux promotions internes et, d’autre part, en étudiant le lien formation postscolaire-ancienneté et/ou promotions internes.

Une explication alternative de l’évolution des salaires avec l’ancienneté est avancée dans le cadre du principe du paiement différé qui consiste à exiger du travailleur un niveau d’effort conséquent au cours d’une période de la carrière, ce dernier étant récompensé au cours de la ou des périodes suivantes. Le salarié qui ne souhaite pas perdre les bénéfices futurs de l’effort fourni en première période est incité à ne pas “tirer au flanc”.

Dans ce cadre d’interprétation, le salaire perçu au cours d’une première période de la carrière est inférieur à la contribution productive du travailleur puis supérieur ensuite. Le salarié verse donc une caution restituée ensuite sous la forme d’une rente. Le taux de croissance des salaires avec l’ancienneté dépend ici de la probabilité de détection d’un comportement opportuniste du salarié. Plus le coût du contrôle est élevé plus le profil de gain est abrupt. Selon la modélisation, ce taux de croissance des salaires avec l’ancienneté peut être constant au cours de la carrière (Lazear, 1979) ou une ou plusieurs augmentations peuvent être accordées à des dates seuils (Zylberberg, 1994, Lemistre, 2000).

En revanche, les modèles de tournois ne sont pas soumis à de telles restrictions, ce mode d’incitation au travail étant susceptible également d’inciter les salariés à financer la formation spécifique (Prendergast, 1993, Chang et Wang, 1996). Le principe des tournois est le suivant : pour les modèles à plusieurs participants, des salariés d’une même catégorie sont susceptibles d’obtenir une promotion (Malcomsom, 1984). Afin d’inciter les travailleurs à fournir un effort maximal en vue de remporter le tournoi, la proportion de salariés promus et le salaire offert sont calculés et annoncés dès l’embauche. Les vainqueurs sont désignés en fonction de leurs résultats comparativement à ceux de leurs collègues. Ce sont les salaires relatifs et non absolus qui motivent les participants et le niveau de salaire obtenu au terme de la première période ne reflète pas la contribution productive de l’individu, mais la compensation aux efforts fournis par le vainqueur (Lazear et Rosen, 1981). L’implication des individus est fonction de leur probabilité d’être promus et de leur espérance de gain. Le gain attendu est d’autant plus élevé que l’écart de salaire entre le poste à pourvoir et l’emploi actuel est important, d’une part, et que, d’autre part, le nombre prévu de promotions est élevé. Le principe de “séniorité” demeure pour les “ perdants” qui perçoivent un “ lot de consolation”, i.e une augmentation de salaire qui reste moins conséquente que celle octroyée au gagnant (Malcomson, op.cit.). Pour des raisons d’équité une telle pratique paraît être assez courante (Lanfranchi, 1996). Malcomson (op.cit.) propose d’interpréter son schéma de rémunération comme une application du principe du paiement différé à l’ensemble des travailleurs de l’entreprise. La caution est constituée des salaires versés pendant le tournoi puis est restituée de manière différenciée selon que letravailleur remporte ou non letournoi.

Par ailleurs, la participation des individus à des tournois successifs peut révéler les aptitudes ou le “talent” de chacun et permettre aux plus aptes d’accéder à des postes plus élevés dans la hiérarchie des salaires (Rosen, 1986, Erikson 1999). La population active est hétérogène en termes de “talent”, envisagé comme l’aptitude à assumer des postes à responsabilités, par exemple (Rosen, op.cit.).

Les modèles de tournois prédisent une certaine “dispersion” des carrières salariales car tous les travailleurs ne sont pas promus. Ainsi, pour une même ancienneté correspondant à la durée du tournoi, un salarié qui remporte le tournoi voit son salaire croître considérablement. A contrario, la rémunération des “perdants” augmente grâce au “lot de consolation” mais de façon beaucoup plus faible. Toutefois, la durée requise pour évaluer les performances relatives, i.e. l’ancienneté, est identique pour les participants à un tournoi. L’accroissement des salaires à l’ancienneté reste donc un principe général au sein de la firme, même si les mérites relatifs des individus conduisent à des augmentations de salaire différentes.

Il est important de noter que la firme qui opte pour des contrats de tournois favorise les travailleurs de l’entreprise. Un recrutement externe limite, en effet, les efforts des candidats internes de telle sorte que les pertes occasionnées par une telle configuration peuvent conduire à préférer des postulants internes à des candidats externes plus performants. Néanmoins des possibilités d’arbitrage existent (Chan, 1994, Ballot et Piatecki, 1996). La “valeur” du candidat externe peut être estimée en regard des différents “signaux” donnés au cours de sa carrière, notamment ses victoires à différents tournois internes. Il existe donc un “risque de raid” d’une ou plusieurs entreprises extérieures sur les meilleurs salariés promus en interne. En conséquence, les contrats de tournois ne conduisent pas forcément les gagnants à demeurer au sein d’une même firme (Bernhardt, 1995, Waldman, 1996).

Pour la plupart des économistes, le coefficient de l’ancienneté et de l’expérience captent les rendements respectifs de la formation spécifique et générale, i.e. transférable. Il ne s’agit pas là pourtant de la seule interprétation possible, les modèles à paiement différé fournissent eux aussi une interprétation de la croissance des salaires avec l’ancienneté. Mais, au-delà des interprétations théoriques, les méthodes d’évaluation des rendements de l’ancienneté sont elles aussi sujettes à controverses.

A contrario, certains individus changeant d’emploi et d’entreprise pour accroître leur rémunération ont une faible ancienneté et des salaires élevés au sein de l’échantillon. “Une relation artificiellement négative est ainsi créée entre ancienneté et rémunération et conduit à une sous-estimation de la dite relation” (Skourias, 1993). En conséquence, la relation ancienneté - salaire “parasitée” par un biais positif va l’être aussi par un biais négatif imputable cette fois-ci aux décisions de mobilité antérieures.

L’argumentation rejoint celle de Topel (op.cit) considérant que “certains travailleurs qui changent d’emploi en retirent, en moyenne, un gain et ont dans l’échantillon une ancienneté relativement faible”. Un changement d’entreprise est donc associé ici à une meilleure “qualité d’appariement” [3].

La qualité de l’appariement mesure le niveau d’adéquation du salarié avec l’entreprise ou l’emploi, un travailleur bien apparié trouvant au sein de l’entreprise, à tout moment de sa carrière, un emploi en ad équ ation avec ses capacités productives. Dans le cas contraire, il quitte l’entreprise pour une autre qui lui offrira un meilleur appariement. Le taux de turnover est alors en relation négative avec la qualité de l’appariement (Jovanovic, 1979).

Pour saisir l’influence du moment de la carrière auquel les salariés d’un échantillon intègrent l’entreprise, Topel propose une mesure du rendement de l’ancienneté en estimant l’équation suivante en deux étapes :

EXP₀ est l’expérience initiale (à l’entrée dans la firme actuelle). B mesure les rendements de l’expérience et de l’ancienneté pour la période où les salariés n’ont pas connu de mobilité externe. La première étape de l’estimation permet d’obtenir, selon Topel, un estimateur de B “sans biais” B^e, i.e. une estimation qui élimine l’influence des différences d’aptitudes non mesurables et des stratégies de mobilité antérieures [4]. Le surplus net de l’ancienneté est évalué au cours d’une seconde étape en régressant la différence entre le logarithme du salaire et l’évolution moyenne des salaires au sein d’une même firme estimée au cours de la première étape B^e, soit :

Les rendements de l’ancienneté ( )β^e ANC sont donc ₂ estimés en tentant d’éliminer l’influence de l’expérience initiale.

Au-delà des critiques purement méthodologiques pouvant être adressées à cette démarche (Margolis, 1996, Altonji et Williams, 1997), sa principale limite renvoie aux conséquences des stratégies de mobilité antérieure. Pour Topel, la mobilité externe concerne uniquement l’accès à l’emploi où le travailleur a accumulé plu sieu rs an nées d’ancienneté et réalisé le meilleur appariement, via une ou plusieurs promotions externes. Celles-ci ne sont pas identifiées en tant que telles : c’est l’expérience initiale reflétant la “durée de recherche” du meilleur appariement qui représente “les stratégies de mobilité antérieures”. Les travailleurs qui changent d’entreprise sont donc supposés accroître en moyenne leur salaire lors du changement de firme. Toutefois, la mobilité externe ne conduit pas forcément à l’obtention d’un salaire relatif plus élevé dans le nouvel emploi, la mobilité externe pouvant être contrainte pour certains individus, d’une part. D’autre part, de même que pour l’ancienneté, l’expérience initiale reflète des situations très hétérogènes, certains salariés ont obtenu de nombreuses promotions externes, d’autres des promotions internes dans d’autres entreprises, etc.

En conséquence, une estimation plus satisfaisante des biais d’hétérogénéité liés aux stratégies de mobilité antérieures nécessite de dissocier les effets de plusieurs variables dont le coefficient de l’expérience initiale mesure les rendements moyens. Une possibilité est d’intégrer dans la fonction de gains des variables représentant les promotions externes et la mobilité externe qui n’a pas donné lieu à une augmentation de salaire. Le rendement de la variable représentant les promotions externes est positif et mesure les effets de l’amélioration de la qualité de l’appariement ou/et la valorisation d’une formation générale postscolaire. A contrario, l’effet d’une forte mobilité externe sans promotion est supposé diminuer le salaire, les travailleurs les plus mobiles non promus étant susceptibles “en moyenne” d’être moins performants que les autres.

Par ailleurs, une promotion externe peut aussi être consécutive au “raid” d’une entreprise extérieure désireuse de recruter un travailleur qui a “révélé” ses aptitudes en remportant plusieurs tournois au sein de l’entreprise qui l’employait. Le salaire plus élevé obtenu par le salarié est assimilable à l’obtention d’une meilleure qualité d’appariement. Une telle possibilité met en évidence le rôle des promotions internes qui “signalent” en externe les qualités d’un travailleur.

Un salarié qui valorise une formation générale postscolaire ou améliore la qualité de son appariement en obtenant une promotion externe perçoit un salaire plus élevé que les autres salariés de la firme de sa catégorie pour une même ancienneté. Quant au salarié recruté à la suite d’un “raid”, il est vraisemblable qu’il retire un avantage relatif plus important encore, la dernière promotion externe ayant été obtenue à l’initiative de l’employeur actuel. Par conséquent, un biais négatif affecte l’évaluation des rendements de l’ancienneté si des variables représentant les promotions externes et internes antérieures sont ignorées.

En sens inverse, les salariés qui ont connu de nombreuses mobilités horizontales ont des salaires relatifs faibles, une ancienneté relativement modeste et des perspectives de carrières limitées. La prise en compte d’une variable mesurant ces mobilités diminue alors les rendements de l’ancienneté et donne une indication sur des aptitudes individuelles non directement mesurables.

Afin de contrôler en partie le biais positif associé à la qualité de l’appariement, une possibilité est d’intégrer directement dans l’équation de gain des variables indicatrices d’intention de mobilité. Le souhait d’un salarié de ne pas demeurer dans la firme est un indicateur d’un appariement de qualité médiocre, puisque le départ anticipé du salarié suggère que ce dernier est à même d’obtenir un poste mieux rémunéré ailleurs. Intégrer des variables de ce type conduit à diminuer le coefficient de l’ancienneté. La diminution est de 10% pour l’étude de Glaude (1986) [5].

Il existe deux enquêtes rétrospectives en France complémentaires à l’enquête annuelle sur l’emploi de l’Insee. Il s’agit respectivement des enquêtes “carrières et mobilité” 1989 et “jeunes et carrières” 1997 (encadré 1). Cette dernière source a l’avantage d’être relativement récente et de concerner les moins de 45 ans. On sait, en effet, que les rendements de l’ancienneté sont relativement importants en début de carrière et que la décroissance des rendements marginaux est importante à cette période. L’inconvénient majeur de cette enquête est que si les différents types de mobilité peuvent être identifiés, la mobilité ne peut être saisie qu’à un niveau relativement agrégé (mobilité entre PCS). A contrario, l’enquête “carrières et mobilité” 1989 permet de connaître la mobilité “réelle”. De plus, le questionnaire de l’enquête est plus riche en matière de formation postscolaire, notamment. Toutefois, l’enquête n’est pas récente et les salariés interrogés ont tous plus de trente ans. En outre, les débuts de carrière étant ignorés, les termes permettant de saisir les rendements marginaux (quadratique, cube et quatre) apparaissent non significatifs pour de nombreuses spécifications. Une utilisation complémentaire des deux sources a permis de compenser les limites de chaque enquête.

Ainsi, les rendements de l’ancienneté sont-ils estimés dans un premier temps sur la base de données 1997 qui permet de saisir l’impact des mobilités entre PCS sur les rendements moyens et sur les rendements marginaux de l’ancienneté pour un échantillon récent. Puis dans un second temps, l’estimation est effectuée sur la base plus ancienne de 1989 qui permet néanmoins d’estimer les rendements moyens de l’ancienneté en regard de la mobilité réelle et de mesurer l’impact de la formation postscolaire.

Les hypothèses théoriques évoquées concernent les salariés. Aussi, avons-nous retenu les travailleurs salariés à l’exception des militaires, du clergé et des agriculteurs. Après élimination des valeurs manquantes ou aberrantes, les deux échantillons sont constitués de 9617 individus pour l’enquête “carrières et mobilité” 1989 et 10378 pour l’enquête “jeunes et carrières” 1997. Les échantillonnages réalisés et les variables retenues l’ont été à partir de critères relativement proches (encadré 2).

Les estimations sont effectuées en utilisant les variables “classiques” de la fonction de gains standard désignées de façon identique pour les deux échantillons même si les modalités de calcul diffèrent parfois (encadré 2). Enfin, si plusieurs variables permettent de saisir des éléments longitudinaux, les différentes études relèvent de l’analyse transversale au sens où les salaires sont disponibles uniquement pour l’année d’enquête.

Il est important de noter que l’évolution du coefficient de l’ancienneté en pourcentage est toujours, sauf indication contraire, évaluée en regard de l’estimation précédente.

Une mauvaise qualité d’appariement associée à l’intention de quitter la firme actuelle a un impact négatif sur le salaire annuel de 10 % et sur le coefficient de l’ancienneté de 6 % (tableau 1). Par ailleurs, le “nombre de mobilités externes horizontales”, diminue le coefficient de l’ancienneté de 15 % et le niveau de salaire de moins 6,7 % pour un changement d’entreprise. Le fait d’avoir connu p lusieu rs changements d’entrep rise sans accroissement de salaire (en moyenne) est donc effectivement un indicateur d es qualités individuelles. Au total, les biais d’hétérogénéité positifs diminuent le coefficient de l’ancienneté de plus de 20 % (modèle 3 / modèle 1). Quant au biais d’hétérogénéité négatif, il augmente le coefficient de l’ancienneté de 10 % lorsque l’on intègre la variable nombre de promotions externes et de 4 % supplémentaire si la variable nombre de promotions internes antérieures est ajoutée. En outre, la mobilité externe au sein des PCS semble être en majorité une mobilité ascendante puisque le coefficient de la variable est positif et augmente le coefficient de l’ancienneté de 9,5 %.

Tableau 1
mobilités antérieures entre PCS et rendements de l’ancienneté

L’ajout de l’ensemble des variables de mobilité entre PCS et d’intention de mobilité à la fonction de gains standard de 1997 ne modifie pas la valeur du coefficient d’ancienneté. En d’autres termes, les biais d’hétérogénéité négatifs compensent les biais positifs.

Une comparaison entre l’équation de gains standard et l’estimation intégrant les variables de mobilités et d’intention de mobilités et prenant en compte les termes quadratique, cube et puissance quatre de l’ancienneté et de l’expérience peut alors être effectuée (tableau 2). Les rendements sont estimés pour 5,10,15 et 20 ans d’ancienneté. Ces derniers sont évalués en calculant l’exponentielle de la somme de l’ancienneté multipliée par son coefficient, l’ancienneté au carré multipliée à nouveau par son coefficient, de même pour l’ancienneté au cube et à la puissance quatre.

Pour l’estimation “standard”, les rendements de l’ancienneté apparaissent importants pour les 5 premières années passées au sein de la firme (+18 %) et dans une moindre mesure pour les 5 et 10 années suivantes (respectivement + 8 et +2 % tableau 2). Ces résultats sont voisins de ceux de Lhéritier (1992). En revanche, le profil de gain est moins accentué dès lors que l’on intègre les variables de mobilité. Ainsi, entre 5 et 10 années d’ancienneté le rendement de l’ancienneté est de 5 % avec les mobilités contre 8 % sans, puis de 10 % contre 2 % de 10 à 15 années. En d’autres termes, les effets de l’ancienneté se manifestent de façon importante au-delà de la dixième année d’ancienneté si l’on prend en compte les stratégies de mobilité antérieures des salariés. Toutefois, l’intégration des termes carré, cube et puissance quatre de l’ancienneté ne modifie pas les résultats “à terme”, puisque les rendements de l’ancienneté sont proches pour 20 années d’ancienneté, que l’on intègre ou non les variables de mobilité.

Tableau 2
rendements de l’ancienneté, les effets marginaux

L’enquête “carrières et mobilité” 1989 permet d’évaluer l’ampleur de la sous-estimation, la mobilité “réelle” étant disponible pour cette enquête. Une promotion correspond ici à un changement de poste avec accroissement de salaire déclaré par chaque salarié (encadré 2). L’intérêt de variables construites à partir de ces informations est de rendre compte des modes de gestion de main-d’œuvre qui peuvent être rapprochés de modèles théoriques. Tel n’est pas le cas pour la mobilité entre PCS qui ne permet pas de distinguer clairement ce qui relève d’un système de promotion interne ou de mode d’incitation typepaiement différé (sans promotion).

La relation entre mobilités réelles et mobilités estimées par des proxies entre PCS est établie en calculant les proxies pour 1989 selon la même méthode que celle utilisée pour l’échantillon 1997 (encadré 2). Il s’avère que le nombre de promotions internes entre PCS représente 35 % du nombre de promotions internes réelles contre 56 % pour les promotions externes et 26 % pour la mobilité externe horizontale. Ainsi, les promotions externes s’effectuent davantage entre PCS qu’au sein des PCS contrairement aux promotions internes dont le nombre est davantage sous-estimé par l’utilisation des proxies.

Pour l’évaluation standard, le coefficient de l’ancienneté apparaît moins élevé en 1989 qu’en 1997 (tableaux 1 et 3), mais les deux enquêtes sont éloignées de huit années et surtout elles ne ciblent pas les mêmes tranches d’âge. Les travailleurs de l’échantillon 1989 sont âgés de plus de 30 ans, ceux de 1997 ont moins de 45 ans. Or, la plupart des études et les résultats précédents montrent que les rendements moyens de l’ancienneté apparaissent relativement importants en début de vie active (Glaude, 1986, notamment). En conséquence, dès lors que l’expérience moyenne des salariés est plus importante pour l’échantillon 1989 que pour celui de 1997, un résultat de rendements de l’ancienneté plus élevés pour 1997 n’est pas surprenant en raison des particularités des échantillons.

La variable indicatrice des intentions de mobilité mesurant la qualité de l’appariement a un effet moins manifeste sur le salaire pour l’échantillon 1989 que pour celui de 1997 (-6% contre – 10%). Mais l’enquête “carrières et mobilité” 1989 ignore une grande partie des travailleurs en début de carrière vraisemblablement plus souvent victimes de mauvais appariements. De fait, le nombre d’individus pour lesquels la qualité de l’appariement est médiocre représente 7 % de l’échantillon pour 1989 contre 13 % pour 1997 et les travailleurs mal appariés ont une ancienneté moyenne inférieure de moitié à celle des autres salariés pour les deux échantillons [7].

À nouveau, la mobilité horizontale entre entreprises agit négativement sur le salaire et sur le coefficient de l’ancienneté. Pour un changement d’emploi et d’entreprise sans promotion, le salaire diminue de près de 1 % s’il s’agit de la mobilité réelle (tableau 3) contre 6 % pour la mobilité entre PCS et pour l’échantillon 97 (tableau 1 – modèle 6). La mobilité horizontale (sans changer de PCS) semble donc nettement moins pénalisante que le même type de mobilité entre PCS.

L’ajout des variables représentant les promotions antérieures “réelles” a un impact considérable sur les rendements de l’ancienneté. Par rapport à l’évaluation standard (modèle 7), le coefficient de l’ancienneté est multiplié par 1,4 lorsque toutes les variables de mobilité réelle et la variable d’intention de mobilité destinée à corriger la qualité de l’appariement sont prises en compte (modèle 9). En d’autres termes, les biais de sens opposé ne se compensent plus, les biais négatifs étant supérieurs aux biais positifs. De fait, si la mobilité est représentée par des variables de mobilité entre PCS pour l’échantillon 1989, l’augmentation des rendements de l’ancienneté s’avère nettement plus faible (multiplication par 1,08). Ce résultat est relativement proche de celui obtenu pour l’échantillon 1997 et montre que saisir les stratégies de mobilité antérieures via des proxies conduit à sous-estimer les rendements de l’ancienneté.

L’ensemble des estimations ultérieures intègre les promotions réelles et concerne donc l’échantillon 1989. Pour les deux échantillons, les résultats restent néanmoins valables lorsque les estimations sont effectuées avec des proxies de mobilité, même si les variations constatées sont d’une ampleur plus faible avec les proxies (Lemistre, op.cit.) [8].

Ajouter les promotions internes (obtenues avec l’employeur actuel) à la fonction de gains standard diminue de plus de 40 % le coefficient de l’ancienneté (tableau 3 – modèle 10 / modèle 7). En outre, l’impact des biais d’hétérogénéité négatifs s’avère encore plus important dès lors que les rendements de l’ancienneté sont mesurés indépendamment des promotions internes. Intégrer les variables de mobilité antérieure et la variable d’intention de mobilité multiplie, en effet, le coefficient de l’ancienneté par 1,7. En revanche, le coefficient du nombre de promotions internes est multiplié seulement par 1,1 (tableau 3 – modèle 11 / modèle 10).

Afin de clarifier le lien promotions internesancienneté, on exprime la probabilité d’obtenir une ou plusieurs promotions en fonction de différentes variables, dont l’ancienneté. L’estimation est réalisée au moyen d’un modèle probit ordonné, le nombre de promotions internes obtenues dans l’entreprise actuelle permettant d’évaluer la probabilité d’obtenir ce type de promotion (tableau 4).

Tableau 3
mobilités antérieures "réelles" et rendements de l’ancienneté

Tableau 4
les déterminants des promotions internes

Le nombre d’années d’études (formation initiale) joue positivement sur la probabilité d’obtenir une promotion interne. Ce résultat confirme pour les promotions internes celui d’autres études indiquant que ce sont les plus diplômés qui bénéficient le plus de promotions [9].

Comme le souhait du salarié de changer de firme, les promotions externes et l’expérience diminuent la probabilité d’être promu en interne. Un individu qui accumule de nombreuses années d’expérience en changeant souvent d’entreprise a, en effet, peu de chance d’être promu en interne. Seul un salarié stable peut jouir de cette possibilité.

L’ancienneté apparaît après le sexe, le facteur le plus décisif dans l’obtention de ce type de promotions. En moyenne, les promotions internes sont donc obtenues après plusieurs années d’ancienneté pour l’ensemble des salariés. Le caractère significatif de la variable (écart-type relativement faible du coefficient estimé) indique que pour des individus aux caractéristiques observables voisines, le nombre d’années d’ancienneté permettant une promotion est relativement proche.

La logique des promotions internes à l’ancienneté peut être rapprochée du modèle de Carmichaël (op.cit.) combinant paiement différé, promotion à l’ancienneté et valorisation de capital humain spécifique. Toutefois, ce mode de rémunération est censé inciter le salarié à acquérir et à financer la formation (en totalité pour Carmichaël). Le trav ailleur bénéficie alors du retour sur investissement lors de la promotion. Mais, si les promotions internes s’inscrivent dans le cadre d’un contrat à paiement différé avec valorisation de capital humain spécifique, les rendements des promotions internes antérieures devraient être nuls. En effet, les accroissements de salaires antérieurs consécutifs au principe du paiement différé sont sans impact sur la productivité individuelle et donc sur le salaire actuel. De même, la formation qui était spécifique au sein d’une autre entreprise que la firme actuelle est, par définition, neutre sur le niveau de rémunération dans la firme qui emploie le salarié actuellement. Or le coefficient de la variable nombre de promotions internes antérieures est significatif, que l’estimation soit réalisée avec les promotions réelles ou avec la mobilité entre PCS (tableaux 1 et 3).

Le caractère significatif de la variable et son effet positif sur le salaire actuel pourraient résulter de la valorisation de capital humain général. Mais, si cette hypothèse est faite, intégrer la variable nombre de promotions internes antérieures devrait diminuer les rendements de l’expérience et être sans conséquence sur le coefficient de la variable ancienneté. Or, pour les deux estimations, si les rendements de l’expérience diminuent effectivement, ceux de l’ancienneté augmentent [10]. Les promotions internes antérieures ne servent donc pas, uniquement au moins, à valoriser la formation générale.

En revanche, un tel résultat semble plus en cohérence avec le rôle de signalement des promotions antérieures pour l’employeur actuel. L’obtention de rendements significatifs pour les promotions internes antérieures et actuelles est compatible, en effet, avec l’hypothèse de sélection des individus dans le cadre de tournois. Ainsi, que la sélection ait eu lieu dans une entreprise antérieure ou dans la firme actuelle, celle-ci influence le niveau de salaire actuel. En d’autres termes, “les signaux” fournis lors des victoires au cours de tournois successifs dans une firme antérieure sont valorisés après le changement d’entreprise. L’impact positif de l’obtention de promotions internes antérieures sur la probabilité d’être promu avec l’employeur actuel n’est pas en contradiction avec cette conjecture (tableau 4).

La probabilité d’obtenir une promotion interne est augmentée si le travailleur a suivi une ou deux formations formelles à son initiative ou à celle de son employeur, la valeur la plus élevée étant obtenue lorsque la formation est une première formation à l’initiative de l’employeur (tableau 4).

La formation postscolaire a-t-elle un impact important sur les rendements de l’ancienneté ? En ajoutant les variables de formation à la fonction de gains, on peut évaluer son rôle et en déterminer la nature (tableau 5) [11].

Tableau 5
ancienneté et formation postscolaire

La formation postscolaire ne semble pas modifier les rendements de l’ancienneté, elle tend à diminuer les coefficients des promotions et de l’expérience. Ainsi, la formation postscolaire formelle semble générale même lorsqu’elle est à l’initiative de l’employeur. En conséquence, la formation spécifique est plutôt à caractère informel.

Le questionnaire de l’enquête “carrières et mobilité” permet de préciser l’impact sur la carrière de la formation postscolaire (tableau 6). Selon l’origine de la formation, il s’avère que près de 65 % des individus ayant suivi une formation à l’initiative de l’employeur ont obtenu une promotion grâce à cette formation. Les résultats précédents suggèrent que cette dernière est une promotion interne. Intégrer les variables représentant ce type de formation est, en effet, sans conséquence sur les rendements des promotions externes mais diminue ceux des promotions internes. Quant à la formation à l’initiative du salarié, celle-ci conduit à une promotion dans moins de 40 % des cas. Ce type de formation semble davantage destiné à favoriser une nouvelleorientation ou une reprised’activité (47 %).

Nos résultats indiquent que la formation formelle postscolaire peut être un préalable aux promotions, à l’instar de Hanchane et Joutard (1998) qui ont montré que les individus bénéficiant de formation postscolaire sont essentiellement les salariés promus. Ce ty pe de fo rmation est donc vraisemblablement un capital humain général valorisé lors des promotions.

Quant à la formation spécifique, les résultats précédents suggèrent qu’elle est acquise uniquement “sur le tas” et informelle. En conséquence, il est relativement difficile voire impossible d’objectiver ce type de formation par des variables quantitatives. La comparaison des effets des différents types de mobilité interne sur le salaire permet de contourner, en partie, cette difficulté. Ainsi, les rendements moyens des promotions “ réelles” internes antérieures et obtenues dans l’entreprise actuelle s’établissent à des niveaux proches (tableau 3). La formation spécifique ne jouerait donc aucun rôle lors des promotions internes [12]. Toutefois, les rendements des mobilités peuvent varier selon leur rang, notamment si l’on suppose que les travailleurs investissent en formation spécifique plutôt en début de carrière. Par exemple, la première mobilité interne peut avoir un impact sur le salaire plus élevé que les suivantes pour l’ensemble des individus, la seconde que la troisième, etc. Or, les promotions internes antérieures reflètent en majorité une “primo” promotion alors que les promotions dans l’entreprise actuelle concernent plusieurs promotions dont certaines plus tardives. Pour les promotions réelles (échantillon 1989), 14 % des individus ont obtenu plus d’une promotion interne dans l’entreprise actuelle contre moins de 5 % dans les firmes qui employaient les travailleurs précédemment.

Tableau 6
situation après une formation postscolaire

Pour capter le rendement des promotions de chaque rang, il convient de substituer à la variable “nombre de promotions internes” une batterie de variables indicatrices. Ainsi, les promotions internes sont représentées par des variables dichotomiques respectivement PI (1 à n) pour les promotions obtenues avec l’employeur actuel et PIA (1 à n) pour les promotions internes antérieures. Deux types de codages ont été adoptés : pour le premier, deux séries de variables dichotomiques représentant les promotions (au moins une promotion, au moins deu x, plu s de trois) on t été con struites indépendamment à partir des variables nombre de promotions internes obtenues dans l’entreprise actuelle et nombre de promotions internes antérieures. Ainsi, pour un salarié ayant obtenu deux promotions internes avec l’employeur actuel et une auparavant, PI1 et PI2 sont codées 1 ainsi que PIA1, l’ensemble des autres variables indicatrices étant codées 0.

Pour le second codage, le rang des promotions obtenues avec l’employeur actuel comptabilise le nombre de promotions internes antérieures. Cette dernière spécification correspond à l’hypothèse de “signalement”, les deux types de promotions internes étant supposés constituer des signaux analogues pour l’employeur actuel. Par exemple, pour un travailleur qui a obtenu une promotion interne avec l’employeur actuel et une avec un ancien employeur, PIA1 et PI2 sont codées 1 alors que PI1 est codée 0 ainsi que les autres variables dichotomiques [13].

Il apparaît que la première promotion interne antérieure augmente les gains actuels de 6,6 % contre 12,7 % si la promotion a été obtenue avec l’employeur actuel pour le premier codage. Dans l’hypothèse du “signalement”, les rendements de la première promotion interne sont de 14,2 % si la promotion est obtenue dans la firme actuelle, 9,9 % si le travailleur a été promu en interne dans une autre entreprise.

Quelle que soit la spécification retenue, le rendement de la première promotion interne obtenue dans l’entreprise actuelle se révèle toujours supérieur à celui associé à une première promotion interne antérieure. En revanch e, pour les deu x spécifications, les rendements des deux types de promotions internes de rang suivant s’avèrent proches [14]. Les promotions internes permettent donc vraisemblablement au salarié de valoriser du capital humain spécifique au moins pour la première promotion. Cette valorisation de capital humain est compatible avec l’hypothèse de tournois incitant le travailleur à financer ce type de formation, l’hypothèse ne s’appliquant qu’à la première promotion.

L’avantage relatif procuré par la stabilité dans l’entreprise semble néanmoins imputable pour une faible part à la formation spécifique. De fait, dans la perspective du signalement des performances individuelles par des promotions internes, le différentiel de gain favorable à la première promotion obtenue au sein de l’entreprise actuelle est de 4,3 % (14,2 – 9,9). En d’autres termes, la formation spécifique est susceptible d’augmenter le salaire de 4,3 % dans le cadre de promotions internes, i.e. l’équivalent du rendement de quatre années d’ancienneté sans promotions (0 0093 4, ×, tableau 3 ou 5). Au-delà de quatre années, le rendement de l’ancienneté sans promotion s’avère donc supérieur à celui de la formation spécifique lors des promotions internes. Or, l’impact de la formation spécifiqueest censéêtre relativement important dans un système de promotions internes. Les effets positifs de l’ancienneté sur le salaire constatés indépendamment de la mobilité doivent alors être imputés en grande partie à d’autres éléments, par exemple à des incitations au travail de type paiement différé sans promotion.

Cette d ernière hypo thèse est néanmo ins difficilement testable car un test empirique nécessite de disposer d’une mesure objective de la productivité individuelle afin de montrer l’existence du mécanisme caution/rente. Toutefois, pour la France, Abowd, Kramarz et Margolis (op.cit.) ont montré que plus une entreprise offre des salaires relatifs faibles à l’embauche, plus la croissance de salaire avec l’ancienneté est importante. Un tel résultat n’est évidemment pas en contradiction avec les hypothèses des modèles à paiement différé, mais il ne permet pas d’établir clairement la relation salaire - productivité contrairement aux études effectuées pour les États-U nis et l’Italie respectivement par Kotlikoff et Gokhale (1992), Flabbi et Ichino (2001) [15].

Il est important de rappeler que le faible impact de la formation spécifique ne signifie pas que l’individu ne bénéficie pas d’une telle formation. En effet, il indique seulement que le partage des coûts et des gains de l’investissement en capital humain à caractère spécifique est très favorable à l’employeur ou/et que la formation spécifique joue peut être davantage le rôle de signalement des aptitudes individuelles. En effet, la formation postscolaire peut augmenter le capital humain et/ou révéler des aptitudes individuelles innées et acquises. Ce type de formation permet, en effet, d’évaluer les performances des travailleurs, les plus aptes ayant des capacités d’assimilation élevées et manifestant une réelle volonté de se former (Weiss, 1995). Une étude empirique conforte cette hypothèse pour la formation spécifique aux États-Unis (Loh, 1994).

Les résultats obtenus à l’aide des variables de mobilité ont permis de confronter les différentes hypothèses théoriques qui justifient ou non l’existence d’un surplus attaché à la stabilité dans l’entreprise. Au terme des investigations empiriques, il apparaît que l’avantage relatif procuré par la stabilité dans la firme est susceptible d’être associé pour une faible part à la formation non transférable (spécifique). L’impact de cette dernière semble, en effet, relativement faible dans le cadre de promotions internes qui sont, en théorie, censées inciter lesalarié àinvestir en formation spécifique.

En revanche, pour ces promotions, nos résultats ne sont pas incompatibles avec l’existence de contrats incitatifs de types tournois internes participant à la sélection et à l’évaluation des travailleurs. Quant aux rendements de l’ancienneté relativement élevés constatés pour les salariés non mobiles, si nos résultats montrent qu’ils peuvent difficilement être imputés à la formation spécifique, ils ne valident pas clairement une hypothèse alternative.

Par ailleurs, il est clair que les stratégies de mobilité ne permettent pas de saisir la totalité des biais associés à des différences d’aptitudes non observables. Ainsi, les estimations des rendements de l’ancienneté sont vraisemblablement encore biaisés. Pour autant, compte tenu de l’ampleur de la sous-estimation associée aux stratégies de mobilité, si la totalité des biais d’hétérogénéité était corrigée les rendements de l’ancienneté demeureraient vraisemblablement positifs. De fait, l’opinion de 65 % des personnes qui pensent voir leur rémunération progresser interrogées dans le cadre de l’enquête INSEE “Jeunes et Carrières” 1997 estiment que les augmentations seront accordées en fonction de l’ancienneté.

Des investigations complémentaires doivent donc être menées, d’une part, afin d’identifier les logiques qui déterminent les augmentations associées à l’ancienneté pour les travailleurs non mobiles et, d’autre part, pour préciser le rôle des incitations salariales pour des catégories de salariés distinctes.