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Economie & prévision
La Doc. française

I.S.B.N.sans
150 pages

p. 27 à 45
doi: en cours

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no 158 2003/2


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2003 Économie et Prévision

Dynamique de l’innovation organisationnelle lors de la réduction du temps de travail : évidences sur la France des années quatre-vingt-dix

Philippe Askenazy  [(*)]
Résumé de l'article
Cet article exploite une enquête représentative des établissements français de plus de 20 salariés pour étudier les relations entre la réduction de la durée du travail (RTT) et les changements organisationnels. Dans les années 90, la RTT semble s’inscrire dans une dynamique d’adaptation de l’organisation du travail au contexte technologique. Les établissements réduisent le temps de travail pour approfondir l’innovation organisationnelle, à travers le développement de la polyvalence et du juste à temps. Les unités intensives en technologie de l’information et de la communication anticipent la réduction légale.Mots-clés : réduction du temps de travail, innovations organisationnelles, technologies de l’information. This article uses a survey of French establistment with 20 or more employees to study the connections between shorter working hours and organisational changes. In the nineties, shorter working hours seemed part of an effort to adapt the work organisation to the technological environment, initially by investing in information and communication technologies and subsequently by reducing working hours and extending organisational innovation through multitasking and just-in-time techniques.Keywords : shorter working hours, innovative workplace practices, information technologies.
Plan de l'article
Je remercie vivement un referee anonyme pour ses critiques constructives et stimulantes ainsi que B. Reynaud et M. Roger pour leurs remarques utiles.
Cet article exploite une enquête représentative des établissements français de plus de 20 salariés pour étudier les relations entre la réduction de la durée du travail (RTT) et les changements organisationnels. Dans les années quatre-vingt-dix, la RTT semble s’inscrire dans une dynamique d’adaptation de l’organisation du travail au contexte technologique. Les établissements réduisent le temps de travail pour approfondir l’innovation organisationnelle, à travers le développement de la polyvalence et du Juste-à-Temps. Les unités intensives en technologie de l’information et de la communication anticipent la réduction légale.
Après la première impulsion des lois Robien, la France s’est engagée en 1998 dans une réduction massive et généralisée du temps de travail. Bien que les lois Fillon de 2002 ralentiront ce processus, la réduction de la durée du travail concerne déjà la moitié du secteur privé. L’impact du passage aux 35 heures, largement entamé dans les grandes entreprises, sur l’emploi, la compétitivité, la croissance ou le niveau du PIB dépend de la capacité pour les entreprises de financer la réduction du temps de travail (RTT). Outre la contribution salariale et les aides de l’État, les modèles théoriques (Cahuc et alii,1997 ; Marimon et alii, 2000 ; d’Autume, 2000… ) comme les estimations sur modèles d’équilibre général calculables (Cette et Gubian, 1998 ; Heyer et alii, 2000…) ont montré le rôle essentiel des gains de productivité dans ce financement.
Ces gains de productivité seraient issus d’une meilleure utilisation des équipements, ou encore de l’effet fatigue qui l’emporterait sur l’effet coût fixe de démarrage, et plus généralement d’une réorganisation de la production. Les travaux d’évaluation prospective des politiques de RTT (de Malinvaud (1973) à Laffargue et alii (2000)) retiennent systématiquement des gains de productivité horaire ad hoc entre 25 % et 50 % de la RTT. Or ces gains ont déjà été historiquement supérieurs. Ainsi, Villa (1993) a estimé un modèle log-normal de la productivité du travail de 1921 à 1938 en France. L’élasticité productivité horaire/durée du travail est sur l’entre-deux-guerres de–0,9; les gains ont été ainsi de 90% de la RTT avec d’importantes disparités sectorielles de–15% dans l’énergie [1] à +115% dans la production de biens de consommation.
Les gains de productivité peuvent provenir d’une modernisation de l’organisation du travail. Or, le niveau de cette modernisation dépend lui-même de l’environnement technologique des entreprises ou du cadre légal. Ainsi, le passage aux 35 heures coïncide avec un relâchement de la législation sur la flexibilité du temps de travail et un besoin accru de flexibilité pour les entreprises. Reprenant la terminologie de l’OCDE (1999), la “flexibilité” recouvre l’adoption non seulement d’une modulation du temps de travail ou de l’organisation en Juste-à-Temps mais aussi de pratiques de travail comme la rotation de postes, la polycompétence ou les démarches de qualité totale. La flexibilité conjuguée aux technologies de l’information entraîne les entreprises dans une dynamique d’amélioration de leur performance (Bresnahan et alii, 2002). Par exemple, le Juste-à-Temps permet aux entreprises d’exploiter l’information qu’elles recueillent sur l’évolution des demandes et des goûts des consommateurs ou des sociétés clientes, en adaptant le niveau de la production au marché et en réduisant les stocks [2]. Ainsi, si la RTT favorise ou ralentit la diffusion de ces pratiques innovantes, son impact sur les performances des entreprises, notamment sur la productivité du travail et donc sur l’emploi, ne pourra s’apprécier que sur le moyen ou le long terme.
L’objectif de ce papier n’est donc pas estimer des gains de productivité liés à la RTT mais de cerner les conséquences des RTT, en France dans les années quatre-vingt-dix, sur l’organisation du travail. Le développement de la modulation (ou flexibilité horaire) entériné par les accords de RTT est un fait stylisé [3]; cette trajectoire est une conséquence directe des potentialités que les lois Robien puis Aubry introduisent dans ce domaine. Néanmoins, peu d’éléments empiriques appuient la thèse d’un mouvemen t plu s complet d’in novations organisationnelles. Pour essayer de combler cette lacune, nous exploitons les enquêtes REPONSE de la Dares qui fournissent, pour un échantillon représentatif des établissements de plus de 20 salariés, des données détaillées sur leurs choix organisationnels en 1992 et 1998. L’analyse empirique repose sur le modèle théorique d’Askenazy (2001).
Le principal résultat est que la RTT semble s’inscrire dans un mouvement progressif de réorganisation des entreprises dans un contexte de diffusion des techno logies de l’in formatio n et de la communication (TIC). La RTT s’accompagne d’une flexibilité de la production centrée sur une formation à la polyvalence et le développement du Juste-à-Temps. En outre, les établissements les plus intensifs en TIC ont recherché une application anticipée des 35 heures. On ne peut toutefois conclure à une innovation organisationnelle globale (i.e. incluant l’autonomisation des salariés et les démarches de qualité) comme le suggère une analyse qui ne corrige pas des biais de sélection massifs.
Le papier est organisé comme suit. La première partie offre une revue de littérature théorique et empirique. La seconde partie détaille les données et variables utilisées. Enfin, nous présentons la stratégie économétrique en quatre étapes pour établir un faisceau d’évidences.
 
Revue rapide de littérature
 
 
La question des changements organisationnels lors d’une réduction de la durée du travail a donné lieu à une littérature théorique limitée. Le principal point étudié est la gestion du capital (par exemple Dupaigne, 1997). D’un côté, un temps de travail réduit doit mécaniquement diminuer l’utilisation du capital. D’un autre, la RTT peut permettre une meilleure divisibilité du temps et ainsi d’organiser des équipes tournantes sur les équipements [4]. En outre, les horaires demandent des coordinations non seulement pour le processus de production mais aussi sociales (Weiss, 1996). L’impact de la RTT sur l’utilisation du capital est donc ambigu. Notons qu’empiriquement, le taux d’utilisation des équipements corrigé des cycles reste globalement invariant en France quel que soit le temps de travail (Cette, 2000).
Askenazy (2001) s’intéresse à l’innovation organisationnelle lors d’une RTT massive. La structure de base du modèle est la suivante. L’organisation du travail est déterminée par négociation paritaire. Les pratiques innovantes de travail améliorent la productivité mais aussi détériorent l’utilité des salariés. Les contraintes - flexibilisation et intensification et durée du travail - se suraccumulent. Ainsi [5], lors d’une RTT les partenaires peuvent s’accorder sur l’adoption de pratiques innovantes de travail. En effet, l’employeur y trouve un moyen de financer la RTT et la montée du coût horaire du travail ; les syndicats (ou les salariés) acceptent une flexibilité accrue devenue supportable pour un temps de travail réduit, en contrepartie d’un maintien des salaires. Or les pratiques innovantes de travail sont d’autant plus efficaces que l’entreprise utilise des technologies de l’information (TIC). Ainsi, dans un tel modèle, les entreprises les plus enclines à réduire le temps de travail sont celles qui ont une production intensive en TIC. Enfin, plus les coûts fixes de réorganisation sont faibles, plus l’entreprise sera incitée à s’engager dans une réduction de la durée du travail ; c’est en particulier le cas des entreprises qui ont initié la mise en place de pratiques innovantes avant la RTT. En sortant du cadre de cette modélisation, ce dernier point suggère une causalité inverse entre flexibilité et RTT retenue par Aucouturier et alii (1999) : les entreprises innovantes seraient les plus capables de supporter le choc, par exemple des 35 heures. Elles chercheraient même à anticiper les échéances légales pour bénéficier des aides massives Robien puis Aubry. Une éventuelle corrélation entre usage de pratiques flexibles de travail et réduction de la durée du travail peut ainsi rendre compte de deux causalités opposées voire imbriquées.
Les expériences françaises passées peuvent apporter des éléments empiriques sur les conséquences de la RTT. Ainsi, Crépon et Kramarz (1999) montrent que la réduction du temps de travail en 1982 n’a pas eu un impact significatif sur l’emploi ni sur la productivité horaire su ggérant que les chan gements organisationnels ont dû être limités. Néanmoins, en revenant à l’analyse théorique précédente, l’absence de changement organisationnel en 1982 doit résulter de la faiblesse de la RTT (1 heure) et du manque d’aide financière de l’Etat qui n’incitent pas à la modification coûteuse (sur le court terme) de l’organisation du travail. Sur la question des changements organisationnels, extrapoler à partir de l’expérience de la réduction à 39 heures devient donc délicat lorsque la RTT est plus significative. En revanche, il peut être plus pertinent de s’intéresser au passage à la semaine de 40 heures en 1936 ; cette réduction du temps de travail est du même ordre que celle des 35 heures puisque le temps de travail effectif début 1936 était d’environ 45 heures (bien que la durée légale était de 48 heures). Les historiens mettent en avant que cette réduction du temps de travail massive avait obligé les entreprises à refondre leur organisation. Asselain (1966) conclut ainsi “[la] réduction du temps de travail agit comme un stimulant du progrès technique” [6]. Bien que l’on ne dispose pas d’élément quantitatif sur ces changements organisationnels, les gains de productivité horaires ont parfois été spectaculaires. Outre les estimations de Villa (1993), de 1935 à 1937 la productivité du travail (resp. horaire) aurait augmenté de + 7% (resp. 20 %) dans l’industrie alors que le Front Populaire avait instauré la semaine de 40 heures et les congés payés (Sauvy, 1984) ; la RTT effective ayant été d’environ 5 heures, les gains de productivité horaire ont donc été proches de 200 % de la RTT ! Les entreprises semblent avoir approfondi le mode de production tayloriste qui, pour l’environnement social ou technologique de l’époque, était “efficace”.
Les expériences européennes récentes peuvent être également mobilisées. Ainsi, en Allemagne, la réduction du temps de travail a été non imposée par l’État mais néanmoins massive dans de nombreux secteurs. Deux phases sont clairement à distinguer. Durant les années quatre-vingt, la flexibilisation de la production a été limitée ainsi que les gains de productivité ; l’impact potentiellement positif sur l’emploi a été absorbé par la compensation salariale totale (Hunt, 1999). En revanche, le début des années quatre-vingt-dix marque un renversement de la logique de la RTT avec une flexibilisation instituée dans des accords de branche ou d’entreprise et avec un contexte d’assouplissement du cadre législatif (Chagny, 1998). Les études de cas, notamment sur l’industrie automobile [7], montrent ainsi des modifications profondes de l’organisation du travail associées à la RTT.
Les travaux de l’OCDE (1999) et de la Dares donnent un premier éclairage plus systématique sur la réalité et la forme des changements organisationnels intervenus dans les entreprises françaises mais aussi européennes ayant réduit le temps de travail dans les années quatre-vingt-dix. Les résultats sont résumés dans le tableau 1a.
Les entreprises semblent ainsi achever dans le même temps une réduction du temps de travail et l’adoption de pratiques flexibles comme la rotation de postes. Les résultats sont toutefois mitigés puisque les normes de qualité de type ISO sont négativement corrélées avec la RTT. En outre, le problème de causalitédemeure dans ces éléments empiriques. Les entreprises flexibilisent le processus productif et réduisent le temps de travail. Mais est-ce qu’une réduction du temps de travail implique des changements organisationnels ? Ou bien le surcroît de flexibilité permet-il de gérer une RTT ?
Des sondages commandés par des entreprises privées accréditent une causalité dont la direction serait : RTT implique pratiques innovantes de travail. Ainsi, selon un sondage CSApour Manpower réalisé auprès de responsables de ressources humaines en février 2000, pour 61% des entreprises, les 35 heures se sont accompagnées d’une remise à plat de l’organisation; le développement de la polyvalence touche 66% des entreprises et la modulation des horaires 64%. Dans 61% des cas les lois Aubry ont été l’occasion de relancer le dialogue social [8]. Néanmoins, la dernière enquête de la DARES-BVA (enquête 1000) auprès de 1000 entreprises de plus de 5 salariés début 2001 souligne que pour les employeurs, la RTT a certes fav orisé le développement de la polyvalence mais également réduit la réactivité des entreprises et la qualité (tableau 1b).
La défiance du patronat face à la question des 35 heures risque toutefois de biaiser vers le pessimisme ces déclarations des employeurs.
 
Les données sur la réduction du temps de travail et les changements organisationnels
 
 
La réduction significative du temps de travail peut donc s’accompagner théoriquement d’importants changements organisationnels dans les entreprises. En ce qui concerne la RTT en France dans les années quatre-vingt-dix, de nombreux points restent cependant empiriquement ouverts :
  • après correction des biais de sélection, la RTT est-elle corrélée au développement des pratiques innovantes de travail ?
  • ces changements sont-ils significatifs ?
  • les entreprises innovantes réduisent-elles le temps de travail ou bien celles qui pratiquent la RTT modifient-elles l’organisation du travail ?
  • les technologies de l’information influent-elles sur la volonté des partenaires sociaux de réduire le temps de travail ?
Plusieurs enquêtes permettent a priori d’étudier l’impact de la réduction du temps de travail dans les années quatre-vingt-dix. Le fichier des conventions Aubry et Robien recense les établissements qui ont conclu une convention avec l’État pour bénéficier des aides incitatives ou pérennes ; il comporte peu d’informations sur la nature des changements organisationnels. La base DESTIN, réalisée par les directions régionales de l’emploi et de la formation professionnelle, est gérée par la DARES pour assurer le suivi statistique de la loi.

Tableau 1b
RTT et pratiques innovantes. Les effets de la RTT vus par les employeurs
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Tableau 1b : RTT et pratiques innovantes. Les effets de la RTT vus par les employeurs Impact de la RTT (soldes d’opinion) Recours accru à la polyvalence 35 Amélioration de la réactivité -13 Amélioration de la qualité -11 Amélioration du respect des délais-19 Source : Coutrot et Guignon (2002).
Coutrot et Guignon (2002).


Tableau 1a
RTT et pratiques innovantes
IMGIMGTableau 1a : RTT et pratiques innova...IMGIMF
Tableau 1a : RTT et pratiques innovantes emps France RTTRobien RTTAubry Négociationen cours Communauté Européenne Réduction du tde travail Pratiques : Adoption dans les 3 précédentes années : Juste-à-Temps ++ ns ++ Aplatissement de la hiérarchie + Expérience de modulation +++ ++ +++ Implication des salariés subalternes ns Norme ISO -- - ns Travail en équipe(1) + Rotation des tâches +++ Ce tableau indique la corrélation entre des pratiques adoptées ou que cherche à adopter l’entreprise et la probabilité de signer un accord ou de réduire le temps de travail. ns indique un coefficient non significatif. + (resp -) indique un coefficient positif (respectivement négatif) significatif au seuil de 20% (++ pour 5%, +++ pour 1%). Toutes les estimations sont des modèles logit simples qui incluent des variables de contrôle des caractéristiques structurelles des établissements : pays pour les données européennes, secteur d’activité, taille de l’établissement, concurrence sur le marché … Les résultats sur la France proviennent d’une enquête menée début 1999 auprès de dirigeants de 500 entreprises françaises; 380 établissements n’ont pas pratiqué une réduction du temps de travail et constituent un échantillon représentatif des établissements non signataires ; les 120 autres établissements ont été tirés au sort parmi les signataires d’accord Aubry et Robien (Aucouturier et alii, 1999). Les résultats sur l’Europe sont issus de l’enquête EPOC auprès de plus de 4400 établissements (OCDE, 1999). Source : Aucouturier et alii (1999) et OCDE (1999). (1) Malheureusement le questionnaire n’a pas précisé dans tous les pays qu’il s’agit de travail en équipe autonome.
Aucouturier et alii (1999) et OCDE (1999).

Nous utilisons d ans cet article l’en quête REPONSE [9] [10] (Relations professionnelles et négociations d’entreprise) de la Dares. Le volet employeur de cette enquête décrite dans l’encadré 1 offre des indications très détaillées surl’organisation du travail et la négociation collective dans 3000 établissements représentatifs de l’ensemble des établissements français de plus de 20 salariés (y compris les services mais hors administration publique). L’enquête ayant étémenée début 1999, les statistiques sont celles de la fin 1998 début 1999. On dispose en outre d’un panel sur 1992-1998 composé d’un sous-échantillon d’établissements. Cette enquête ne détaille pas le contenu des accords de RTT mais précise la diffusion des principales pratiques de travail dans l’établissement. Elle est, avec la base COI (Changements Organisationnels et Info rmatisatio n) centrée s ur le secteur manufacturier, la principale source détaillée sur l’innovation organisationnelle dans les entreprises françaises. Selon les déclarations de leurs dirigeants, plus de 10% des établissements présents dans cette base ont pratiqué une réduction du temps de travail au moment de l’enquête.
Le fait que ces statistiques portent sur les entreprises pionnières pour la RTT est un atout pour saisir les dynamiques naissantes mais représente un important obstacle pour la pertinence de l’analyse. En effet, ces unités risquent d’exhiber des caractéristiques particulières (par exemple un grand dynamisme ou au contraire d’importantes difficultés financières ; voir Fiole et Roger (2002) pour des évidences). Malheureusement, on ne disposera d’une base statistique suffisamment détaillée sur les changements organisationnels et comportant une part importante des entreprises ou des établissements effectivement passés à 35 heures qu’en 2004.
Les données de la base REPONSE permettent de construire de nombreux indicateurs d’innovations organisationnelles. Lorsque la base fournit l’information, nous choisirons des niveaux de diffusion des pratiques discriminants; par exemple, une très grande majorité des établissements français ont recours en 1998 à la rotation de poste ; nous ne considérerons comme réellement “innovants” que les établissements pour lesquels une majorité de salariés est impliquée dans cette pratique.
Les variables organisationnelles
Nous retenons les pratiques innovantes clefs (voir Osterman, 2000). La plupart correspondent à celles construites par Coutrot (2000)à partir de REPONSE. Les variables en italiques ne sont disponibles que pour 1998.
Encadré 1 : l’enquête REPONSE (Relations professionnelles et négociations d’entreprise)
La Dares a conduit, en 1993 puis au début de 1999, deux é di ti ons su ccessiv es de l’enq uêt e « RElat i ons Professionnelles et Négociations d’Entreprise » (”REPONSE”), portant respectivement sur les années 1992 et 1998.
Menée sur un échantillon aléatoire et représentatif de 2978 établissements [11], l’enquête est réalisée par entretiens en face à face entre d’une part, un enquêteur et un représentant de l’employeur, et d’autre part, un autre enquêteur et le principal représentant du personnel dans chaque établissement, quand il existe une représentation collective. L’enquête fournit, à l’aide d’indicateurs qualitatifs, une description précise des processus de négociation et de conflit. Elle s’attache à identifier les principaux enjeux de la négociation sociale et permet de les mettre en forme avec des questions-clés telles que la participation des salariés, leur implication au travail, les pratiques salariales, la gestion de l’emploi, les innovations technologiques et organisationnelles ou les méthodes d’organisation et de contrôle du travail. Nous utilisons dans ce papier uniquement le volet employeur de cette enquête ; il est en effet communément admis que l’employeur a une meilleure vision d’ensemble de l’organisation dans l’entreprise et une meilleure connaissance des concepts managériaux. Le volet “représentant du personnel” est plutôt consacré à l’implantation et aux activités des instances de représentation collective. Un volet “salarié” a été introduit en 1998 : il fournit dans la plupart des établissements le point de vue d’un petit nombre de salariés sélectionnés aléatoirement.
L’enquête comporte un panel de 600 établissements de 1992 à 1998, ce qui permet de disposer de données longitudinales sur l’organisation du travail.
  • Rotmaj = 1 si une majorité de salarié pratique une rotation de postes; 0 sinon
  • Jobrot = 1 si des salariés pratiquent la rotation de postes; 0 sinon
  • Autoplus = 1 si au moins 20% des salariés sont dans des groupes autonomes de travail; 0 sinon
  • Autogr = 1 si quelques salariés sont dans des groupes autonomes de travail; 0 sinon
  • Qcmaj = 1 si la majorité des salariés est impliquée dans un cercle de qualité; 0 sinon
  • Qc = 1 quelques salariés sont impliqués dans un cercle de qualité; 0 sinon
  • TQM =1 si l’établissement a mis en place des démarches de qualité totale; 0 sinon
  • JIT = 1 si l’établissement travaille en juste à temps client ou fournisseur
  • Polyouv = 1 si les ouvriers sont formés à la polyvalence; 0 sinon
  • Polyemp = 1 si les employés administratifs et commerciaux sont formés à la polyvalence; 0 sinon
  • Polytec = 1 si les techniciens et maîtrises sont formés à la polyvalence; 0 sinon
  • Polycad = 1 si les cadres sont formés à la polyvalence; 0 sinon
  • Un indicateur agrégé de formation à la polyvalence : Poly = Polyouv + Polycad + Polytec + Polycad
  • Un indicateur agrégé des pratiques clefs [12] en 1998 : AGRE = Rotmaj + Autoplus + Tqm + JIT
Les variables technologiques
La base REPONSE détaille les technologies utilisées dans l’établissement : robots, machines à commandes numériques, ordinateurs, etc … Nous utiliserons uniquement les données spécifiques aux techn ologies de l’info rmation et de la communication : informatisation et réseau.
  • Ordi = 1 si au moins 20% des salariés utilisent un micro-ordinateur; 0 sinon
  • Reso =1 si au moins 20% des salariés utilisent un réseau interne ou intranet ou bien au moins 5% des salariés (en 1998) utilisent internet; 0 sinon.
  • TIC = ordi + reso
La réduction du temps de travail
L’enquête REPONSE 1998 comporte plusieurs questions sur la réduction du temps de travail. Les établissements déclarent ainsi s’ils ont déjà procédé à une réduction du temps de travail, s’ils sont en train de négocier, vont négocier en 1999, comptent négocier ultérieurement ou encore n’ont pas prévu de négocier le passage aux 35 heures.
Les établissements ayant réduit le temps de travail (dans les trois dernières années) représentent, selon les déclarations des dirigeants des établissements, plus de 10 % de l’échantillon ; cette réduction est consécutive à un accord Aubry (pour 20 % des cas) ou Robien (pour 40 % des cas) ou encore hors de ces dispositifs. Notons que les établissements hors dispositif ont pu réduire de seulement un quart d’heure leur temps de travail ; nous n’avons pas d’information sur l’ampleur de la réduction dans ces établissements. Dans son étude de l’appariement REPONSE/fichiers des conventions, Bunel (2000) constate des disparités entre les données de Reponse et les conventions. Ainsi, 12 établissements avaient signé avant 1999 une convention Aubry ou Robien selon les fichiers des conventions alors que le dirigeant ne l’a pas signalé dans REPONSE. 72 établissements indiquent avoir signé un accord Robien ou Aubry mais n’apparaissent pas dans les fichiers des conventions [13]; on ne peut toutefois conclure à une réponse erronée des dirigeants car un établissement peut avoir signé un accord de RTT et ne pas remplir in fine les conditions, par exemple, de créations d’emplois ou de statut de l’entreprise, pour pouvoir bénéficier des aides incitatives et donc signer une convention avec l’État [14]. Comme notre analyse porte sur les conséquences de la RTT sur l’organisation et non sur celui des aides incitatives [15], nous nous sommes concentrés sur les réponses apportées par les dirigeants.
Les variables de contrôle
La liste complète des variables de contrôle - secteur de l’établissement, dynamique de son marché, taille, syndicats représentés ou présents...- figure en annexe 1.
Au total, on dispose de 2685 observations pour lesquelles l’ensemble des variables de contrôle ainsi que l’indicatrice de réduction du temps de travail sont renseignées. Néanmoins, les variables d’organisation ou technologiques ne sont pas systématiquement connues, ce qui réduira de l’ordre d’une centaine le nombre effectif d’observations. Enfin, le panel composé d’établissements présents dans les deux vagues de l’enquête comporte moins de 570 unités.
 
Stratégie économétrique et résultats
 
 
L’étude économétrique s’appuiera sur le modèle d’Askenazy (2001) résumé dans la première partie. En particulier, ce travail empirique cherchera principalement à vérifier si :
  • la RTT implique l’adoption de pratiques innovantes ;
  • l’utilisation intensive des technologies de l’information incite (l’employeur) à négocier une réduction du temps de travail.
L’analyse des conséquences organisationnelles de la RTT est de nature statistique équivalente à celle de la question de l’impact de la RTT sur l’emploi (voir sur ce thème Fiole et Roger, 2002). Nous allons donc utiliserles approches devenues standard pourétudier les conséquences des politiques de l’emploi. Ces méthodes non expérimentales inspirées des travaux de Rubin (1974) et de Heckman (par ex. Heckman et alii, 1999) cherchent à éliminer les biais de sélection et l’hétérogénéité (ici liés au fait que les entreprises qui réduisent le temps de travail présentent des caractéristiques particulières) [16]. Les estimations obtenues par ces méthodes sont qualifiées de “ causales ” par Rubin. Néanmoins, en coupe, elles établissent plus une corrélation débiaisée qu’une véritable causalité. Nous emploierons donc les qualificatifs d’“ estimateur pondéré ” ou “ d’estimateur par la méthode du score de propension” qui renvoient directement à la technique utilisée (voir Crépon et Iung, 1999 ou Brodaty et alii, 2001). L’estimateur pondéré est décrit dans l’annexe 2.
Notre objectif est d’accumuler un faisceau d’évidences; nous allons ainsi procéder par étapes :
  • d es statistiques descrip tives pou r les établissements présents en 1998 donnent un premier aperçu des relations potentielles entre RTT et organisations innovantes ;
  • nous travaillerons en coupe en corrigeant les biais de sélection selon les caractéristiques observables des établissements ;
  • dans un troisième temps, nous exploiterons le panel 1992-1998 de la base REPONSE. Cette étude s’attaquera au problème de la direction des causalités ;
  • une dernière étape portera sur les déterminants de l’engagement rapide dans une négociation pour réduire le temps de travail sous Aubry.
Étape 1 : RTT et innovations organisationnelles – statistiques descriptives
Un premier aperçu des connections entre RTT et innovations organisationnelles est donné par le tableau 2 qui rassemble des statistiques descriptives pour les établissements qui n’ont pas réduit et ceux qui ont réduit la durée du travail avant 1999.
Il apparaît que les établissements qui ont réduit le temps de travail sont plus nombreux à utiliser les pratiques innovantes de travail (sans exception). On peut néanmoins distinguer trois groupes de pratiques. Groupes autonomes et cercles de qualité sont légèrement mais significativement plus présents dans les unités ayant réduit le temps de travail. En revanche, les pratiques globales à l’entreprise (démarches de qualité totale et juste à temps) sont clairement plus diffusées parmi les établissements ayant réduit la durée du travail. Enfin, la rotation habituelle de postes est nettement plus utilisée dans ces établissements ; en données brutes, le fait d’effectuer une RTT est associé avec une probabilité 30% supérieure d’utiliser cette forme de polyvalence. Cette observation est confirmée par une plus grande formation à la polyvalence dans les établissements RTT pour les ouvriers comme pour les employés et les cadres (graphique 1) et plus particulièrement pour les techniciens et la maîtrise.
Ces résultats sont cohérents avec l’enquête de la Dares d’Aucouturier et alii (1999). Néanmoins, à nouveau, ces auteurs soutiennent que cette corrélation forte entre pratiques innovantes et RTT rend compte de la causalité : pratiques innovantes facilitent la réduction le temps de travail. Dans ces données brutes, nous avons non seulement un problème de causalité mais également de biais de sélection (la propension à réduire le temps de travail dépen d de certaines caractéris tiques d es établissements : secteur, qualification des salariés...). Pour corriger les biais de sélection sur les observables, nous utilisons donc l’approche de Crépon et Iung (1999) détaillée en annexe 2. Le principe consiste à corriger les biais de sélection et l’hétérogénéité par une double étape :
Pas 1 : Calcul de $Ï€i; estimation de la propension à avoir réduit le temps de travail avant 1999 selon les variables observables à partir d’un modèle logistique :
où RTTi est la variable binaire qui prend la valeur 1 si l’établissement i a réduit le temps de travail, Xi est le vecteur des caractéristiques non organisationnelles des établissements détaillées en annexe 1 (marché, taille, secteur …).
Graphique 1
formation à la polyvalence par profession en 1998 : établissements ayant réduit le temps de travail (entre 1996 et 1998) versus établissements hors RTT IMGIMGformation à la polyvalence par profession en 1998...IMGIMF
enqête REPONSE 1998.

Tableau 2
pourcentage d’adoption des pratiques innovantes en 1998 selon le fait ou non d’avoir réduit le temps de travail
IMGIMGTableau 2 : pourcentage d’adoption d...IMGIMF
Tableau 2 : pourcentage d’adoption des pratiques innovantes en 1998 selon le fait ou non d’avoir réduit le temps de travail Pratique innovante RTT non entreprise RTT déjà entreprise Juste -à-Temps 46,6 60,1 Rotation de postes 23,5 30,7 Au moins 50% des salariés pratiquent la rotation de poste Groupes autonomes 20,7 23,6 Au moins 20% des salariés sont impliqués dans des groupes autonomes Démarches de qualité totale 61,8 73,5 Cercles de qualité 15,1 18,8 Au moins la moitié des salariés participent à des cercles de qualité Champs : établissements de plus de 20 salariés. Source : calculs de l’auteur sur l’enquête REPONSE 1998.
calculs de l’auteur sur l’enquête REPONSE 1998.

Pas 2 : Calcul de l’estimateur pondéré de la relation entre la RTT et l’usage des pratiq ues organisationnelles corrigée des biais de sélection observables par la formule :
où yi est la variable binaire d’usage de la pratique.
En coupe, ce mode d’estimation ne permet pas de corriger les biais induits par des caractéristiques inobservables. En outre, on ne peut déterminer le sens de la causalité ; ainsi, en coupe, l’estimateur obtenu doit être interprété prudemment comme une corrélation “ propre ”.
Nous retenons trois modèles logit pour lepremier pas de l’estimation. Le premier logit comprend l’ensemble des variables de contrôle. Le second exclut les variables muettes sectorielles qui s’avèrent peu explicatives (hormis une indicatrice agrégée pour l’industrie). L’accumulation de variables peu significatives brouillant les estimations du deuxième pas [17], le troisième modèle ne retient que les contrôles qui sont corrélés le plus systématiquement avec le fait d’avoir réduit le temps de travail (sélection empirique du modèle). Le détail de ces logit pour l’échantillon complet figure en annexe 3. Il apparaît que les trois caractéristiques les plus robustes des établissements qui ont effectué une RTT sont leur petite taille, la présence de la CFDT et une décroissance forte de l’activité. Ce résultat est conforme à l’intuition. Une RTT est plus complexe à réaliser lorsque l’effectif est restreint [18]. La CFDT est un syndicat militant, depuis 1976 sous Edmond Maire, pour la réduction du temps de travail et un partenaire objectif des entrepreneurs. Enfin, la réduction anticipée de la durée du travail est souvent menée de manière défensive pour maintenir l’emploi.
Les valeurs de l’estimateur pondéré pour chacune des pratiques innovantes sont détaillées dans le tableau 3 selon ces trois modèles. Le premier constat est que les biais de sélection sont importants ; les coefficients estimés diffèrent parfois nettement d’un estimateur naïf (obtenu par différence des pourcentages des colonnes du tableau 2 ou du graphique 1) .

Tableau 3
RTT et pratiques de travail (Estimateur en coupe en %)
IMGIMGTableau 3 : RTT et pratiques de trav...IMGIMF
Tableau 3 : RTT et pratiques de travail (Estimateur en coupe en %) Méthode du score de propension (correction des observables) L’estimateur obtenu par la méthode du score de propension doit être lu de la manière suivante : après correction de l’hétérogénéité observable, la différence estimée moyenne, en point, entre la part théorique des établissements appliquant la pratique innovante si aucun n’a réduit le temps de travail, et la part théorique d’établissements appliquant la pratique innovante et ayant réduit le temps de travail est de … (par exemple 12,56 points pour la formation à la polyvalence des ouvriers, colonne 3). On peut en déduire une estimation de l’impact en termes de probabilité d’adoption en divisant cet estimateur par le % indiqué dans le tableau 2. (1) (2) (3) Pratique innovante Estimateur Modèle Modèle sans Modèle N. obs « naïf » complet indicatrices purgé Juste-à-Temps (1) 13,88*** 9,79**(4,54) 10,02***(3,61) 11,22***(3,75) 2631 Rotation de postes (2) 2,13 1,43 1,87 2678 Au moins 50% des salariés pratiquent la rotation de poste 6,27** (3,77) (2,94) (3,08) Groupes autonomes (3) 5,98 4,49 6,31* 2638 Au moins 20% des salariés sont impliqués dans des groupesautonomes 4,96** (3,77) (2,97) (3,29) Démarches de qualité totale (4) 12,15*** 2,31(3,61) 4,43(3,48) 5,28(3,64) 2676 Cercles de qualité 0,84 2,79 3,49 2611 Au moins la moitié des salariés participent à des cercles dequalité 3,24 (2,39) (2,70) (2,93) Indicateur agrégé (1) + (2) + (3) + (4) 37,92*** 18,87**(8,60) 20,12***(7,58) 25,29***(8,38) 2574 Formation à la polyvalence 14,87*** 8,08* 9,89** 12,56*** 1882 Ouvriers (4,96) (4,15) (4,11) 6,62** 6,26* 8,42** 8,81** 2583 Administratifs et commerciaux (3,66) (3,65) (3,83) 9,33*** 4,89 5,83* 5,82 2400 Techniciens et maîtrise (3,66) (3,54) (3,71) 7,67*** 4,69 5,82* 6,08* 2599 Cadres (3,12) (3,09) (3,27) Lecture : * significatif à 10%; **significatif à 5%; *** significatif à 1%. Les numéros des colonnes correspondent aux modèles logit décrits en annexe. Champs : établissements de plus de 20 salariés; pour la formation à la polyvalence, seules les entreprises qui emploient le type considéré de salariés sont retenues.

Les trois modèles aboutissent à des corrélations entre RTT et pratiques d’ampleurs similaires. En se restreignant au modèle correctement spécifié de la colonne (3), l’accumulation des pratiques innovantes - rotation de postes, qualité totale, groupes autonomes et juste à temps - apparaît significativement plus répandue dans les unités qui ont pratiqué une RTT. Plus précisément, le juste à temps semble la pratique clef accompagnant la RTT. Ce résultat est cohérent avec les observations sur le développement de la flexibilité des horaires de travail ; en effet, le juste à temps s’appuie théoriquement sur une telle modulation pour assurer la réactivité des entreprises et ainsi coller aux exigences des clients et à l’évolution de la demande.
De même, la formation à la polyvalence est renforcée dans les établissements qui ont réduit la durée du travail. Ce renforcement, bien qu’il touche l’ensemble des catégories de salariés, concerne plus particulièrement les employés et les ouvriers qui sont déjà les plus engagés dans de telles formations (voir graphique 1). Néanmoins, ce surcroît de polyvalence ne s’accompagne pas d’un développement significatif de la rotation régulière de postes ou du travail en équipe autonome. Ainsi, plus qu’une pratique d’enrichissement du travail, la nature de la polyvalence associée à la RTT serait une polyvalence “ bouche-trous ” qui assure la fluidité du processus productif. Enfin, les démarches de qualité ne sont pas significativement plus présentes dans les entreprises ayant mis en place un horaire réduit. On ne trouve pas toutefois comme Aucouturier et alii (1999) un coefficient négatif. En outre, cette absence de relation peut s’expliquer par un effet de saturation puisque plus de 60% des établissements respectent déjà de telles démarches (tableau 2).
En coupe, la correction des biais de sélection aboutit donc à la subsistance de la corrélation entre RTT et l’usage uniquement de certaines pratiques innovantes : celles qui garantissent la flexibilité de la production de biens ou de services. Cette analyse se heurte cependant à deux écueils :
  • nous n’avons pas pu contrôler les caractéristiques inobservables des établissements ;
  • quelle est la direction d’une éventuelle causalité derrière ces corrélations ?
Étape 3 : estimations en panel
Par construction, le panel de la base REPONSE de 1992 à 1998 ne comporte que des établissements qui existent depuis au moins six ans en 1998 ; néanmoins, il est globalement homothétique de l’échantillon complet de 1998; en particulier, un peu plus de 10% des unités ont réduit la durée du travail. Le panel permet un traitement de caractéristiques inobservées. En effet, sous l’hypothèse que les inobservables des établissements sont stables dans le temps et que leur influence sur la propension à réduire le temps de travail est également invariante, un travail en différence première sur la variable dépendante (la pratique innovante) et sur la variable indépendante (la RTT), élimine les biais de sélection sur les inobservables.
De plus, l’exploitation du panel p ermet théoriquement de résoudre le problème de causalité. En effet, en rajoutant dans le modèle logit de première étape de la méthode de Rubin la présence initiale (en 1992) des pratiques de travail, on purge l’impact de l’organisation de la production sur la propension à réduire la durée de travail. On effectue donc les étapes :
Pas 1’: Calcul de $Ï€i; estimation de la propension à avoir réduit le temps de travail avant 1999 selon les variables observables et la présence de la pratique orga en 1992 à partir d’un modèle logistique :
Pas 2’: Calcul de l’estimateur pondéré pour lequel la variable traitée y est remplacée par y (1998)- y iii (1992) = “Usage de la pratique en 1998 - Usage de la pratique en 1992".
Nous faisons une hypothèse supplémentaire : seuls les établissements qui déclarent avoir pratiqué une réduction du temps de travail dans les trois dernières années ont réduit la durée du travail entre 1992 et 1998. Cette conjecture semble raisonnable puisque la RTT à 39 heures en 1982 avait été suivie d’une phase d’atonie jusqu’à la loi de Robien [19]. Comme la taillelimitéede notre échantillon rend plus fragile les estimations asymptotiques de l’impact de la RTT, nous nous concentrons sur un modèle logit de première étape nettoyé. En outre, le questionnaire 1992 est nettement moins détaillé qu’en 1998, notamment pour l’intensité d’usage des pratiques. Enfin, certaines questions sont différentes dans les deux vag ues, ce qui rend en particulier malh eureusement inexplo itable en panel l’information sur le Juste-à-Temps.
Avant de donner les valeurs de l’estimateur pondéré en panel, les logit de première étape fournissent une information utile pour l’analyse du sens de la causalité RTT/organisation. En effet, si la présence de pratiques flexibles favorise la mise en place d’un temps réduit, on devrait observer une corrélation entre notre variable de RTT et les indicateurs organisationnels initiaux en 1992. Or (tableau 4), hormis la formation des administratifs et co mmerciaux, aucu ne p ratique n’est significativement corrélée à une RTT ultérieure bien que l’on trouve pour la plupart des corrélations positives [20].
Ces résultats contrastent avec les estimations de l’impact en panel de la RTT sur la formation à la polyvalence des salariés. Confirmant les résultats en coupe, la RTT semble bien favoriser le recherche de polyvalence pour l’ensemble des catégories de salariés et plus particulièrement les ouvriers (tableau 5). Notons que le coefficient estimé pour la formation des techniciens et maîtrise est nettement supérieur et significatif en panel.
En revanche, même si on pourrait affirmer que 7% des établissements ayant réduit le temps de travail n’auraient pas adopté des groupes autonomes s’ils n’avaient pas réduit la durée du travail, cet “ impact ” est non statistiquement significatif. En outre, l’effet de la RTT sur l’adoption de démarches de qualité totale est virtuellement nul. A nouveau, ces résultats sont cohérents avec ceux obtenus en coupe. De fait, on pourrait espérer que la forte corrélation RTT/ Juste-à-Temps subsisterait en panel.

Tableau 4
pratiques en 1992 et RTT Logit, variable dépendante : RTT entre 1996 et 1998
IMGIMGTableau 4 : pratiques en 1992 et RTT...IMGIMF
Tableau 4 : pratiques en 1992 et RTT Logit, variable dépendante : RTT entre 1996 et 1998 Formation Formation Formation Formation de polyvalence polyvalence polyvalence polyvalence Démarches dequalité totale Groupesautonomes Cerclesqualité Pratique en 1992 des ouvriers administratifscommerciaux techniciens etmaîtrise Cadres -0,36 0,51* 0,38 0,09 0,18 0,20-0,60* (0,36) (0,30) (0,34) (0,35) (0,32) (0,38) (0,32) Variable de contrôle Marché national, européen 0,44 0,84** 0,81** 0,80** 0,43 0,76** 0,78* ou mondial (0,42) (2,28) (0,39) (0,36) (0,39) (0,37) (0,36) Etablissement de plus de-0,51-0,68** -0,55-0,59* -0,63* -0,82** -0,47 100 salariés (0,37) (0,35) (0,35) (0,33) (0,35) (0,35) (0,33) Forte croissance de-1,64-1,24* -1,10-1,26* -1,06-1,22* -1,35* l’activité (1,04) (0,75) (0,75) (0,75) (0,76) (0,75) (0,75) Forte décroissance de 0,96 0,49 0,94 0,77 0,84 0,41 0,88 l’activité (0,61) (0,66) (0,63) (0,60) (0,61) (0,65) (0,60) Secteur manufacturier 0,89** 0,93*** 0,65* 0,87** 0,96*** 0,77** 0,92*** (0,42) (0,35) (0,37) (0,34) (0,37) (0,35) (0,34) CFDT présente en 1992 1,08*** 1,01*** 0,99*** 0,96*** 1,11*** 1,17*** 1,02*** (0,37) (0,33) (0,34) (0,32) (0,34) (0,33) (0,32) Constante-2,71*** -3,28*** -3,05*** -3,07*** -3,01*** -2,94*** -2,95*** (0,36) (0,34) (0,34) (0,32) (0,36) (0,32) (0,31) - 2 log vraisemblance 250 315 283 327 286 301 324 Nombre d’observations 370 522 433 529 441 474 533 * significatif à 10%; ** signicatif à 5%; **** signicatif à 2%. Champs : établissements de plus de 20 salariés existant en 1993 et 1999; pour la formation à la polyvalence, seules les entreprises qui emploient le type considéré de salariés sont retenues.


Tableau 5
estimateur en panel
IMGIMGTableau 5 : estimateur en panel Mét...IMGIMF
Tableau 5 : estimateur en panel Méthode du score de propension (correction des observables et des inobservables) Pratique innovante Estimateur brut ou « naïf » Estimateur pondéré(Ecart type) N Groupes autonomes # Quelques salariés sont impliqués dans des groupes autonomes 7,7 7,5(7,3) 474 Démarches de qualité totale - 3,8 -2,8(10,7) 441 Cercles de qualité Quelques salariés participent à des cercles de qualité 4,1-3,2 533 (7,9) Formation à la polyvalence Ouvriers 20,6** 18,4*** 370 (7,3) Administratifs et commerciaux-0,5 7,0 522 (7,5) Techniciens et maîtrise 10,9 18,2** 433 (9,3) Cadres 11,7 10,2 529 (6,4) * significatif à 10%; ** signicatif à 5%; **** signicatif à 2%. Champs : établissements de plus de 20 salariés existants en 1992 et 1999; pour la formation à la polyvalence, seules les entreprises qui emploient le type considéré de salariés sont retenues. # Les résultats pour les groupes autonomes sont à considérer avec précautions car la question en 1992 était « Avez-vous introduit des groupes autonomes dans les 3 dernières années ?» alors qu’en 1998 il s’agit d’une question sur l’existence de tels groupes.

Ainsi, l’exploitation du panel ne permet pas de mettre en évidence un impact des pratiques innovantes sur une RTT pionnière (antérieure à 1999). Elle confirme en outre non seulement que la RTT peut être un moteur d’une plus grande flexibilité, à travers la polyvalence, mais aussi l’absence d’un changement global incluant les démarches de qualité et le développement de l’autonomie.
Cette étude en panel qui porte sur les premiers établissements qui ont décidé de réduire leur temps de travail ne permet pas de tester si l’usage des technologies de l’information incite à réduire le temps de travail pour imposer une organisation de la production complémentaire plus flexible. En effet, la seule variable renseignée en 1992 sur l’utilisation des TIC est celle de la présence d’ordinateurs ; or 98% des établissements en possédaient. En revanche, un retour à l’échantillon de 1998 fournit des éléments sur l’influence des TIC.
Étape 4 : application anticipée des 35 heures et technologie de l’information
Le rôle éventuel des TIC et de la présence initiale des pratiques innovantes de travail peut être appréhendé à travers la volonté d’application anticipée des 35 heures par les établissements qui ne l’avaient pas encore réalisée au début de 1999 alors qu’ils avaient maintenu un dialoguesocial de 1996 à 1998. En effet, nous connaissons les établissements en cours de négociation RTT au début de 1999, ceux qui souhaitent négocier et enfin ceux qui ne l’envisagent pas. Pour vérifier nos assertions, nous utilisons un probit ordonné de la propension à réduire rapidement la durée du travail. Pour éviter une éventuelle endogénéité, l’analyse s’effectue sur les établissements qui n’ont pas finalisé une RTT au début de 1999.
La variable dépendante RTTC est définie par :
  • RTTC = 0 si l’établissement n’envisage pas de RTT
  • 6%)
  • RTTC = 1 si l’employeur envisage de négocier un accord de RTT après 1999 (11%)
  • RTTC = 2 si la négociation doit s’ouvrir en 1999
  • 52%)
  • RTTC = 3 si la négociation est en cours au début de 1999 (31%).
Le modèle testé est ainsi :
Comme les entreprises connaissaient en 1999 le calendrier des lois Aubry, on peut considérer que les négociations sur la RTT cherchent ou chercheront à rentrer dans le cadre des 35 heures. Les variables indépendantes sont les caractéristiques des établissements, notamment les présences syndicales et les pratiques innovantes. Comme les variables “reso” (utilisation des technologies réseau) et “ordi” (au moins 20% des salariés ut ilisent un micro-ordinateur) sont colinéaires, nous utilisons l’indicateur agrégé TIC = ordi + reso. Nous reportons dans le tableau 6 (colonne 1) le modèle probit ordonné pour l’ensemble des variables d’organisation. Comme attendu, il apparaît une nette corrélation entre l’usage intensif des TIC et la volonté d’engager rapidement des négociations pour réduire le temps de travail. Mais il semble également que les pratiques innovantes de travail, notamment le Juste-à-Temps et dans une moindre mesure la rotation de postes, et les normes de qualité soient des déterminants d’une application des 35 heures anticipée. L’indicateur agrégé de pratique [21] (colon ne 3 ) est même nettement corrélé positivement à RTTC.
Néanmoins, notre échantillon est soumis à un fort biais de sélection. Les établissements présents pratiquent le dialogue avec les salariés mais n’ont pas réduit le temps de travail. Dans une échelle d’ouverture sociale, ils occupent donc une place médiane, ce qui explique la faible proportion d’employeurs n’envisageant pas de RTT. Nous utilisons la généralisation de la méthode de Heckman pour corriger un tel biais (voir Idson et Feaster, 1990) ; dans une première étape, on détermine un ratio de Mills par un probit ordonné où la variable de traitement prend trois valeurs (0 si l’établissement ne pratique pas de dialogue, 1 s’il pratique un tel dialogue mais n’a pas réduit la durée du travail, 2 s’il a mis en place une RTT) et où les variables indépendantes sont les pratiques de travail, TIC et les variables de contrôle ; ce ratio est alors introduit dans les probit ordonnés de la variable RTTC.
Les résultats des colonnes 1’à 3’sont sensiblement différents des probit simples, confirmant l’existence de biais importants dans l’échantillon. Ainsi, les coefficients associés au juste à temps, aux normes de qualité et à l’indicateur agrégé sont virtuellement nuls. La formation à la polyvalence demeure non corrélée à RTTC. On note à nouveau la singularité des cercles de qualité qui influeraient, comme dans nos estimations en panel, négativement sur la propension à réduire le temps de travail. Seul l’usage de la rotation de poste serait un déterminant potentiel d’une négociation rapide de la RTT. Ces résultats confirment que bien qu’on trouve a priori une forte relation entre RTT et pratiques innovantes, les établissements qui s’engagent dans la RTT n’ont initialement qu’une organisation partiellement flexible ; la RTT serait donc l’occasion de développer ultérieurement les pratiques pour lesquelles initialement ils ne se distinguent pas de leurs homologues : juste à temps et formation à la polyvalence.

Tableau 6
pratiques innovantes, TIC et propension à rapidement négocier le passage aux 35 heures en 1999
IMGIMGTableau 6 : pratiques innovantes, TI...IMGIMF
Tableau 6 : pratiques innovantes, TIC et propension à rapidement négocier le passage aux 35 heures en 1999 Variable dépendante : RTTC Probit ordonné / Probit ordonné avec ratio de Mills 1 1’ 2 2’ 3 3’ TIC 0,09** 0,10** 0,08** 0,08** 0,09** 0,10** (0,04) (0,04) (0,04) (0,04) (0,04) (0,04) Pratiques innovantes Indicateur agrégé (1) + (2)+ (3) + (4) 0,09*** 0,01 (0,03) (0,06) Au moins 20% des salariés sont impliqués dans des groupes autonomes (1) 0,03-0,05 0-0,09 (0,07) (0,09) (0,07) (0,08) Démarches de qualité totale (2) 0,10 0,02 0,08-0,01 (0,06) (0,08) (0,06) (0,08) Au moins la moitié des salariés participent à des cercles de qualité -0,12* -0,15* -0,10-0,12 (0,08) (0,08) (0,07) (0,08) Au moins 50% des salariés pratiquent la rotation de poste (3) 0,11 0,16** 0,09 0,15** (0,07) (0,08) (0,07) (0,07) Juste-à-Temps (4) 0,12** 0 0,10* -0,03 (0,06) (0,09) (0,06) (0,09) Formation à la polyvalence Ouvrier 0,02-0,13 0,02-0,14 (0,07) (0,12) (0,07) (0,11) Employé 0,05 0,06 0,05 0,06 (0,06) (0,06) (0,06) (0,06) Techniciens et maîtrise 0,01-0,04-0,01 0,07 (0,07) (0,08) (0,07) (0,08) Cadres-0,06-0,06-0,06-0,06 (0,07) (0,07) (0,07) (0,07) Variables de contrôle Etablissement de moins de 50 salariés-0,29*** -0,19* -0,30*** -0,19* -0,29*** -0,18 (0,08) (0,11) (0,08) (0,11) (0,08) (0,12) Etablissement de 100 à 200 salariés 0,07 0,05 0,09 0,06 0,07 0,05 (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) Etablissement de 200 à 500 salariés 0,11-0,03 0,12-0,03 0,12-0,04 (0,09) (0,12) (0,09) (0,12) (0,09) (0,14) Etablissement de plus de 500 salariés 0,26** 0,18 0,28** 0,18 0,26** 0,16 (0,11) (0,12) (0,11) (0,12) (0,11) (0,13) Entreprise de moins de 500 salariés 0,12 0,28** 0,12* 0,31** 0,11 0,27** (0,07) (0,13) (0,07) (0,13) (0,07) (0,14) Entreprise de 500 à 1000 salariés 0,02 0,20 0,02 0,22 0,02 0,19 (0,1) (0,15) (0,1) (0,15) (0,1) (0,16) Secteur nationalisé -0,08-0,19-0,05-0,16-0,07-0,18 (0,14) (0,16) (0,13) (0,15) (0,14) (0,16) Forte croissance de l’activité 0,05 0,05 0,06 0,06 0,05 0,06 (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) Croissance de l’activité 0,05 0,06 0,05 0,06 0,05 0,05 (0,07) (0,07) (0,06) (0,06) (0,06) (0,06) Décroissance de l’activité -0,12-0,12-0,16* -0,16* -0,12-0,12 (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) Forte décroissance de l’activité -0,04-0,32-0,13-0,43* -0,02-0,32 (0,18) (0,25) (0,18) (0,24) (0,18) (0,28) Marché européen-0,09-0,17-0,11-0,20-0,09-0,17 (0,09) (0,11) (0,09) (0,11) (0,09) (0,11) Marché mondial-0,04-0,13-0,08-0,18* -0,06-0,15 (0,09) (0,1) (0,09) (0,1) (0,09) (0,11) Marché régional 0,08 0,08 0,09 0,09 0,08 0,07 (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) Marché local 0,05 0,04 0,10 0,10 0,05 0,05 (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) % de cadres-0,20-0,20-0,04-0,04-0,23-0,23 (0,21) (0,21) (0,2) (0,2) (0,2) (0,2) % de techniciens 0,13 0,13 0,31 0,30 0,14 0,14 (0,20) (0,2) (0,19) (0,19) (0,19) (0,19) % d’employés 0,01 0 0,17 0,16 0,04 0,04 (0,13) (0,14) (0,12) (0,12) (0,12) (0,12) Industrie manufacturière-0,06-0,15* (0,08) (0,09) Industries agricoles et alimentaires-0,10-0,11 0,20 0,09 (0,31) (0,31) (0,27) (0,28)



IMGIMGIndustrie des biens de consommation-...IMGIMF
Industrie des biens de consommation-0,70** -0,70** -0,38-0,49 (0,3) (0,3) (0,26) (0,28) Industrie automobile-0,57* -0,60* -0,3-0,43 (0,33) (0,33) (0,3) (0,31) Industries des biens d’équipement-0,50* -0,50* -0,19-0,3 (0,29) (0,29) (0,26) (0,27) Industries des biens intermédiaires-0,58** -0,59** -0,29-0,39 (0,29) (0,29) (0,25) (0,26) Energie 0,15 0,05 (0,35) (0,36) Construction-0,75** -0,67** -0,47-0,46 (0,3) (0,3) (0,26) (0,26) Commerce-0,34-0,27-0,06-0,05 (0,29) (0,29) (0,24) (0,24) Transports-0,39-0,31-0,08-0,07 (0,29) (0,29) (0,26) (0,26) Finance-0,34-0,25-0,07-0,04 (0,32) (0,33) (0,29) (0,29) Immobilier-0,42-0,34-0,14-0,12 (0,36) (0,37) (0,34) (0,34 Services aux entreprises-0,26-0,19 0,01 0,03 (0,29) (0,29) (0,25) (0,25) Services aux particuliers-0,49-0,42-0,21-0,2 (0,31) (0,31) (0,27) (0,27) Education, santé, action sociale-0,14-0,07 0,12 0,12 (0,29) (0,29) (0,24) (0,24) Administration, associations-0,26-0,2 (0,36) (0,36) Présence syndicale FO 0,20** 0,24*** 0,21** 0,25*** 0,10** 0,24*** (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) (0,09) CGT 0,09 0,15 0,08 0,14 0,08 0,12 (0,08) (0,09) (0,08) (0,09) (0,08) (0,09) CFDT 0-0,17 0,01-0,17 0-0,17 (0,08) (0,13) (0,08) (0,13) (0,08) (0,14) CGC-0,03 0,03-0,02 0,04-0,03 0,02 (0,1) (0,11) (0,1) (0,11) (0,1) (0,1) CFTC 0,03 0,04 0,03 0,04 0,05 0,08 (0,11) (0,11) (0,11) (0,11) (0,11) (0,11) Ratio de Mills 6,51 7,22* 6,32 (4,1) (4,05) (4,59) - 2 log vraisemblance 3781 3778 3818 3815 3825 3823 Nombre d’observations 1764 1764 1764 1764 1784 1784 Lecture : les constantes des probit ne sont pas reportées ;* significatif à 10%; ** significatif à 5%; **** significatif à 2%. Champs : établissements de plus de 20 salariés n’ayant pas réduit le temps de travail mais entretenant entre 1996 et 1998 des discussions avec les salariés.

En revanche, l’exploitation des technologies de l’information et de la communication est un déterminant robuste de la volonté de réduire la durée du travail. Sa significativité est même améliorée lorsqu’on corrige le biais de sélection.
Il est également intéressant de remarquer que la présence de la CFDT n’est pas un facteur significatif d’application des 35 heures en 1999 alors qu’elle était fortement corrélée à une RTT entre 1996 et 1998. Un tel résultat peut également surprendre puisque la CFDT est le syndicat qui a ratifié le plus d’accords Aubry ; néanmoins ces accords ont souvent été signés à travers la procédure de mandatement renforcée dans Aubry II, c’est-à-dire sans qu e la CFDT ne soit p résen te d ans l’établissement. En revanche, le fait que présence de FO joue positivement sur la propension à passer aux 35 heures à partir de 1999 tranche avec la période précédente et le discours réservé de ce syndicat sur cette question. Les effets estimés des autres caractéristiques structurelles des établissements sont globalement conformes à l’intuition et aux résultats des précédentes études. Ainsi, compte tenu de la mauvaise connaissance par les dirigeants des établissements artisanaux des dispositifs incitatifs, les établissements de petite taille (moins de 50 salariés) sont moins enclins à appliquer rapidement les 35 heures. En revanche, les très grands établissements qui peuvent le plus facilement adapter leur organisation (gestion des horaires facilitée par le grand nombre de salariés, recours à des professionnels internes ou externes du design d’organisation) sont sans surprise plus impatients à passer aux 35 heures. Néanmoins, une fois corrigés les biais par la méthode d’Heckman, parmi les établissements qui n’ont pas réduit le temps de travail alors qu’ils ont entamé des discussions avec des salariés, une taille de l’entreprise mère des établissements (conditionnellement à l’importance de ces derniers) inférieure à 1000 salariés semble jouer en faveur de la RTT.
 
Synthèse
 
 
Les établissements qui ont procédé à une RTT avant 1999 utilisent plus souvent les différentes pratiques innovantes, notamment le juste à temps, les démarches de qualité totale et les pratiques de polyvalence (rotation de postes et formation à la polyvalence).
Après correction des importants biais de sélection, la RTT menée jusqu’en 1998 augmente très significativement et massivement la propension à développer le Juste-à-Temps, la formation de toutes les catégories de salariés à la polyvalence et plus généralement une organisation flexible de la production.
L’utilisation intensive des Technologies de l’Information et de la Communication est un facteur déterminant robuste de la volonté de négocier rapidement un accord Aubry. L’usage embryonnaire des pratiques flexibles (rotation de poste) favoriserait également la réduction du temps de travail.
Ainsi, en 1999, pour les entreprises qui se sont engagées dans des investissements en technologie de l’information (usage massif des ordinateurs et des technologies de réseau) et dans un premier mouvement de flexibilisation, la réduction de la durée du travail (Robien, hors dispositif et Aubry) s’inscrit dans la dynamique organisationnelle en étant l’occasion d’approfondir la diffusion du juste à temps, de la modulation du temps de travail et de la polyvalence. Néanmoins, elle ne s’accompagne pas de l’adoption complète des pratiques de la production flexible, notamment les normes de qualité et l’autonomie. La RTT serait donc une contrepartie à l’application de pratiques que les salariés et les syndicats identifient clairement comme des facteurs de détérioration des conditions de travail. Dans un contexte de prolifération de l’usage des technologies de réseau dans les entreprises, la RTT apparaîtrait donc comme un outil pour accélérer l’adaptation de l’organisation de la production.
Ce constat “ optimiste ” doit être cependant nuancé et ne saurait se généraliser à toutes les entreprises qui passeraient aux 35 heures. En 1999, seule la moitié des établissements n’ayant pas encore conclu d’accord de RTT utilisait intensément les TIC (variable TIC égal 1 ou 2). L’application uniforme de la nouvelle norme horaire pouvait offrir des gains de productivité aux entreprises qui ont une nécessité à flexibiliser leur processus productif. Elle aurait risqué en revanche, avant le quasi-démantèlement des lois Aubry, d’handicaper les autres unités qui ne modifiaient pas leur organisation. L’impact agrégé des 35 heures puis des lois Fillon sur les performances des entreprises dépendra donc du poids relatif de ces deux mécaniques contradictoires. En outre, notre étude ne porte que sur les établissements de plus de 20 salariés ; malgré les dispositifs d’appui conseils, les petites unités ont a priori moins d’opportunité de changements organisationnels. Il demeure que la réduction du temps de travail dans les années quatre-vingt-dix s’est traduite par une flexibilisation de la production. Celle-ci va au-delà des mécanismes “ tayloriens ” de rationalisation de l’utilisation du capital ou de réduction de l’effet fatigue, mécanismes observés des années soixante aux années quatre-vingt lors de la progressive décrue de la durée du travail et qui fondent les estimations d’environ 50% de gains de productivité de la RTT retenues dans les modélisations macroéconomiques.
 
Annexe 1 : variables de contrôle des estimations
 
 
Caractéristiques des établissements
Marché
mondial l’établissement exerce sur un marché mondial
regio l’établissement exerce sur un marché régional
europ l’établissement exerce sur un marché européen
local l’établissement exerce sur un marché local
Le marché national est pris comme référence
Pcpart part en % du client principal
Taille et statut de l’établissement
tae1 établissement de moins de 50 salariés
tae3 établissement de 100 à 200 salariés
tae4 établissement de 200 à 500 salariés
tae5 établissement de plus de 500 salariés
La taille de 50 à 100 est prise comme référence.
public l’établissement fait partie du secteur nationalisé
Dynamisme de la demande et composition de l’emploi
dynfc l’établissement fait face à une forte croissance de l’activité
dync l’établissement fait face à une croissance de l’activité
dynd l’établissement fait face à une décroissance de l’activité
dynfd l’établissement fait face à une forte décroissance de l’activité
La stabilité de l’activité est prise comme référence
pcadres part des cadres dans l’emploi total
ptechni part des techniciens dans l’emploi total
pouvrier part des ouvriers dans l’emploi total
Secteurs, NAF 16
EA : Agriculture, sylviculture, pêche
EB : Industries agricoles et alimentaires
EC : Industrie des biens de consommation
ED : Industrie automobile
EE : Industries des biens d’équipement
EF : Industries des biens intermédiaires
EG : Energie
EH : Construction
EJ : Commerce
EK : Transports
EL : Activités financières
EM : Activités immobilières
EN : Services aux entreprises
EP : Services aux particuliers
EQ : Education, santé, action sociale
ER : Administration, associations
Confédérations syndicales présentes dans l’établissement
FO
CGT
CFDT
CGC
CFTC
 
Annexe 2 : correction des biais de sélection dans l’étude des conséquences de la RTT
 
 
Nous utilisons la méthodologie économétrique retenue, par exemple, par la Dares pour l’étude de l’impact de la RTT sur l’emploi (Fiole et Roger, 2002). Celle-ci reprend en fait Crépon et Iung (1999) et Dehejia et Whahba (2002). Nous présentons ci-dessous ses grandes lignes appliquées à notre problématique. Les données de l’enquête REPONSE permettent d’observer en 1998 des indicateurs d’adoption des pratiques organisationnelles et le fait ou non d’avoir effectué une réduction du temps de travail.
L’impact de la RTT sur l’adoption des pratiques innovantes peut s’exprimer dans le cadre du modèle de Rubin (1974). Considérons la probabilité d’adoption d’une pratique par l’établissement ; celle-ci peut être décrite par deux probabilités, conditionnellement aux réalisations de la variable RTT. L’établissement se caractérise ainsi par un couple non observé ( , )y y i i0 1 où yi1 est la variable d’adoption de la pratique si l’établissement a effectué une RTT, et yi0 si l’établissement n’a pas réduit le temps de travail. La variable observée est uniquement yi :
L’effet causal ci de RTTi sur l’adoption des pratiques est :
Cette variable n’est pas identifiable puisque l’on n’observe pas simultanément une réalisation de yi0 et une réalisation de yi1. Un premier estimateur possible de c est :
Cet estimateur correspond à la différence de pourcentage moyen d’adoption des pratiques innovantes entre les établissements ayant réalisé une RTT et les autres (différence de pourcentage des lignes dans les tableaux de contingence). Cet estimateur est qualifié de “naïf ” par Crépon et Iung (1999). L’estimateur “ naïf ” est sujet aux biais de sélection et ne prend pas en compte l’hétérogénéité des établissements. Il est, par exemple, clair que les grandes entreprises de l’industrie manufacturière utilisent plus fréquemment certaines pratiques innovantes de travail et réduisent plus souvent le temps de travail. Une méthode serait d’effectuer une analyse logit de la probabilité d’appliquer une pratique de travail incluant comme variables de contrôle l’ensemble des caractéristiques observables des établissements. L’estimateur obtenu est toutefois également biaisé si l’impact de la RTT n’est pas uniforme, par exemple entre les industries.
La construction d’un estimateur non-biaisé s’inscrit directement dans les travaux de Heckman (par exemple, Heckman et alii, 1999). La difficulté est l’impossibilité d’observer simultanément yi0 et yi1. En particulier, si l’on cherche à estimer E c RTT i i ( )=1, on peut estimer directement E y RTT i i ( ) 1 1=, mais pas E y RTT i i ( ) 0 1=. Le principe général des constructions de Heckman consiste à essayer de trouver une contrepartie empirique satisfaisante à E y RTT i i ( ) 0 1=. Pour obtenir une distribution empirique de c RTT i i =1, on cherche un établissement i’, pour lequel RTTi'= 0 et dont les caractéristiques sont aussi proches que possible de celles de c. Crépon et Iung (1999) proposent un estimateur de l’effet causal, l’estimateur pondéré [1] :
où Ï€ ( ) ( )X P RTT X i i i = =1 est le score de propension selon to ut es l es c ara ctéri sti que s ob servabl es X d es établissements. Intuitivement, cet estimateur donne un poids important aux établissements qui réduisent le temps de travail (respectivement qui ne réduisent pas) alors qu’ils présentent des caractéristiques observables qui, d’après le modèle logit, ne devraient pas les inciter à réduire (resp. devraient) la durée du travail. Cet estimateur est convergent et sans biais sous l’hypothèse (H1) :
c’est-à-dire une fois observées les caractéristiques des établissements, la réalisation de la variable RTT n’apporte pas d’information supplémentaire (Dehejia et Whaba, 2002).
La méthode consiste alors à estimer dans un premier temps Ï€ ( ) ( )X P RTT X i i i = =1, la probabilité d’adopter la pratique (par un modèle logit ou probit correctement spécifié), puis de calculer $cpond. Crépon et Iung (1999) ont montré que l’estimateur pondéré est asymptotiquement normal et possède comme variance asymptotique la variance de Ï•i :
Au total, l’estimateur pondéré en coupe puis en utilisant le panel de REPONSE de 1992 à 1998 devrait donner une image moins biaisée de l’impact de la réduction de la durée du travail sur l’innovation organisationnelle. Reste que nous ne pourrons pas corriger les conséquences d’événements comme l’arrivée, par hasard, d’un dirigeant particulièrement “performant” entre 1992 et 1998, dirigeant qui aurait décidé de changer l’organisation du travail et de réduire le temps de travail sans qu’il y ait un lien de causalité entre ces deux décisions.
 
Annexe 3 : modèles logit de la réduction du temps de travail
 
 

table
IMGIMGVariable dépendante : avoir réalisé ...IMGIMF
Variable dépendante : avoir réalisé une réduction du temps de travail entre 1996 et 1998 Echantillon total Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Etablissement de moins de 50 salariés-0,55** (0,23) -0,47** (0,22) -0,53*** (0,18) Référence : Etablissement de 100 à 200 salariés-0,11 (0,21) -0,08 (0,21) Réf établissement de 50 à 100 salariés Etablissement de 200 à 500 salariés 0,18 (0,20) 0,15 (0,20) Réf Etablissement de plus de 500 salariés 0,18 (0,26) 0,07 (0,25) Réf Entreprise de moins de 500 salariés-0,22 (0,18) -0,24 (0,17) Réf Référence :entreprise de plus de 1000 salariés Entreprise de 500 à 1000 salariés-0,49* (0,26) -0,45 (0,25) -0,38 (0,25) Secteur nationalisé -0,48 (0,36) -0,24 (0,33) Forte croissance de l’activité -0,25 (0,23) -0,27 (0,23) -0,23 (0,20) Croissance de l’activité -0,00 (0,16) 0,01 (0,15) Réf Référence : activité stable Décroissance de l’activité -0,00 (0,22) 0,05 (0,21) Réf Forte décroissance de l’activité 0,86*** (0,32) 0,85*** (0,32) 0,84*** (0,30) Régional-0,47* (0,25) -0,40* (0,25) -0,51** (0,21) National-0,05 (0,23) 0,11 (0,22) Réf Européen 0,18 (0,26) 0,26 (0,25) Réf Mondial 0,08 (0,26) 0,21 (0,25) Réf Part en % du client principal 0,22 (0,18) 0,14 (0,17) % de cadres 0,22 (0,54) 0,33 (0,50) % de techniciens-0,26 (0,52) -0,37 (0,49) % d’ouvriers 0,34 (0,33) 0,51* (0,30) Industrie manufacturière 0,44** (0,18) 0,64*** (0,13) Industries agricoles et alimentaires 0,52 (0,61) Industrie des biens de consommation 0,50 (0,59) Référence : Industrie automobile-1,36 (0,84) marché local Industries des biens d’équipement 0,23 (0,60) Industries des biens intermédiaires 0,08 (0,59) Energie 0,55 (0,74) Construction-0,02 (0,62) Commerce-0,23 (0,57) Transports-0,14 (0,61) Finance-0,65 (0,70) Immobilier-0,57 (0,93) Services aux entreprises-0,26 (0,59) Services aux particuliers-0,10 (0,64) Education, santé, action sociale-1,61** (0,67) TIC 0,05 (0,09) 0,10 (0,09) CGT-0,03 (0,19) -0,12 (0,19) FO-0,06 (0,19) -0,05 (0,19) Conféd érations syndicales présentesdans l’établissement : CGC-0,21 (0,21) -0,22 (0,21) CFDT 0,52*** (0,18) 0,51*** (0,18) 0,41*** (0,14) CFTC 0,08 (0,23) 0,04 (0,22) -2 log vraisemblance 1711 1749 1763 Nombre d’observations 2685 2685 2685 Lecture : * significatif à 10%; ** significatif à 5%; *** significatif à 1%. Champs : établissements de plus de 20 salariés.

 
BIBLIOGRAPHIE
 
·  Askenazy P. (2001). “Réduction du temps de travail et innovations organisationnelles négociées”, Revue d’Economie Politique, vol. 111 (1), pp. 247-268.
·  Asselain J.C. (1966). “ La semaine de 40 heures, le chômage et l’emploi ”, Le mouvement Social, vol. 54, Janv-Mars, pp.183-204.
·  Asselain J.C. (1974). “Une erreur de politique économique : la loi des quarante heures en 1936”, Revue économique, vol. 25 (4), pp. 672-705.
·  Aucouturier A-L., Coutrot Th., Debauche E. (1999). “ Les stratégies des entreprises face à la réduction du temps de travail ”, Document d’Etudes de la DARES, n° 30.
·  Bloch-London C., Coutrot T., Didry C., Michon F. (1999). “Découvrir la réduction et l’aménagement du temps de travail”, Travail et Emploi, n° 79.
·  Bloch-London C., P. Boisard (1999). “L’aménagement et la réduction du temps de travail ”, in Données Sociales INSEE, pp. 207-214.
·  Bresnahan T. F., Brynjolfsson E., Lorin M. Hitt (2002). “Information Technology, Workplace Organization and the Demand for Skilled Labor : Firm-level Evidence”, à paraître Quarterly Journal of Economics, vol. 117 (1), pp. 339-376.
·  Brodaty T., Crépon B., Fougère D. (2001). “Using matching estimators to evaluate alternative youth employment programs : Evidence from France, 1986-1988”, in Lechner M. et F. Pfeiffer, Econometric Evaluation of Labour Market Policies, Physica Verlag : Berlin, pp. 85-123.
·  Bureau NCI, Mercier R. (2000). “Les conflits en 1999 : une reprise sensible”, Première Synthèse DARES, novembre n° 48.1
·  Cahuc P., Granier P. (1997). La réduction du temps de travail : une solution pour l’emploi ?, Paris, Economica.
·  Cahuc P., Zylberberg A. (1999). “Le modèle WS-PS”, Annales d’Économie et de Statistique, n° 53, pp. 1-30.
·  Cette G. (2000). “ Les 35 heures : quels effets et quels risques”, in Jean Pisani-Ferry, Plein Emploi, Rapport du CAE, La documentation Française : Paris, pp. 289-304.
·  Chagny O. (1998). “ Réduction et flexibilité du temps de travail en Allemagne”, Revue de l’OFCE, n° 61, pp. 229-284.
·  Coutrot T. (2000). “ Innovations dans le travail : la pression de la concurrence internationale, l’atout des qualifications ”, Première Synthèse DARES 2000.3, n° 09.2.
·  Coutrot T. (2000). “ Innovations et gestion de l’emploi ”, Première Synthèse DARES 2000.3, n° 12.1.
·  Coutrot T., Gubian A. (2000). “ La réduction du temps de travail au milieu du gué ”, Revue économique, vol. 51 n° 3, pp. 535-546.
·  Coutrot T., Guignon N. (2002). “ Négociation sociale et performance économique : le cas des 35 heures ”, Travail et Emploi, n° 92, pp. 95-113.
·  Crépon B., Iung N. (1999). “Innovation, emploi et performances”, Document de travail INSEE n° 9904.
·  Crépon B., Kramarz F. (1999). “ Réduction du temps de travail et emploi : quelques leçons du passage aux 39 heures de 1982 ”, Revue Française d’Économie, hiver, pp. 3-25.
·  Dehejia R., et Whahba S. (2002). “ Propensity Score Matching Methods for Non-Experimental Causal Studies”, Review of Economics and Statistics, à paraître.
·  Dupaigne M. (1997). “ La réduction du temps de travail modifie-t-elle la durée d’utilisation des équipements ? ”, in Cahuc P. et Granier P., La réduction du temps de travail : une solution pour l’emploi ?, Paris, Economica.
·  Fiole M. et Roger M. (2002). “ Les effets sur l’emploi de la loi du 11 juin 1996 sur la réduction du temps de travail : une analyse microeconométrique”, Économie et Statistique, n°357-358, pp. 3-19.
·  Gorgeu A., Mathieu R. , Pialoux M. (1998). Organisation du travail et gestion de la main-d’œuvre dans la filière automobile, Dossier du CEE n° 14.
·  Heckman J., Lalonde R., Smith J. A. (1999). “The Economics and Econometrics of Active Labor Market Programs, in Handbook of Labor Economics, O. Ashenfelter et D. Card eds, NY : Elsevier, chap. 31, pp. 1865-2097.
·  Heckman J., Robb J. Jr (1985). “Alternative Methods for Evaluating the Impact of Interventions”, Ch. 4 in Longitudinal Analysis of Labor Market Data, ed. by J. Heckman et B. Singer. New York : Cambridge University Press.
·  Heyer E., Timbeau X. (2000). “35 heures : réduction réduite”, Revue de l’OFCE, n° 74 juillet, pp. 53-95.
·  Hunt J. (1999). “Has work-sharing worked in Germany ?”, Quarterly Journal of Economics, February, pp. 117-148.
·  Idson T., Feaster D. (1990). “A selectivity model of employer size wage differentials”, Journal of Labor Economics, vol. 8 (1), pp. 99-12 2.
·  Laffargue J.-P., Saint-Martin A. (2000). “Réduction de la durée du travail, salaires et emploi”, miméo Cepremap, juin.
·  Malinvaud (1973). “Une explicitation de la productivité horaire du travail”, Économie et Statistique, n° 48.
·  Marimon R. Zilibotti F. (2000). “Employment and distributional effects of restricting working time”, European Economic Review, vol. 44, pp. 1291-1326.
·  OCDE (1999). “Les nouvelles modalités de travail et leurs conséquences pour le marché du travail”, in OCDE Perspectives de l’emploi, juin, chap. 4, pp. 195-241.
·  Osterman P. (2000). “Work Reorganization in an Era of Restructuring : Trends in Diffusion and Effects on Employee Welfare”, Industrial and Labor relations Review, vol. 53, n° 2, pp. 179-196.
·  Rubin D. (1974). “Estimating Causal Effects of Treatments in Randomized and Non Randomized Studies”, Journal of Educational Psychology, 66, pp. 688-701.
·  Sauvy A. (1984). Histoire économique de la France entre les deux guerres, Tome 2, Economica : Paris.
·  Villa P. (1993). Une analyse macroécnomique de la France au XXième siècle, CNRS éditions : Paris.
·  Weiss Y. (1996). “Synchronisation of work schedules”, International Economic Review, vol. 37 (1), pp. 157-179.
 
NOTES
 
[(*)]CNRS et Cepremap. E-mail : pphilippe. askenazy@ cepremap. ens. fr