Population
I.N.E.D
I.S.B.N.sans
200 pages
p. 11 à 50
doi: en cours
Veille sur la revue
Veille sur l'auteur
I.N.E.D
I.S.B.N.sans
200 pages
p. 11 à 50
doi: en cours
Veille sur la revue
Veille sur l'auteur
Vous consultez
Volume 59 2004/1
L’évolution de la rentabilité salariale de la formation initiale et de l’expérience en France depuis trente-cinq ans
Marion Selz [*] Marion Selz, CNRS, Laboratoire d’analyse secondaire et de méthode appliquée à la sociologie - Institut du longitudinal (Lasmas - IdL), Claude Thélot [**] Claude Thelot, Cour des Comptes.
L’application d’un modèle unique aux données d’un grand nombre d’enquêtes étalées sur trente-cinq ans fournit des mesures très empiriques, mais comparables, du rendement salarial de la formation initiale et de l’expérience, au sens le plus global du terme, et de son évolution en France. Même si ce modèle ne constitue pas le « vrai » modèle de ce rendement, il donne une « grille de lecture » d’indices synthétiques assez clairs. La relative fragilité de la démarche vis-à-vis de choix conceptuels (quels concepts de formation et d’expérience ?) ou empiriques (quelle précision des données, quelles estimations ?) conduit à rester dubitatif quant à l’apport éventuel d’une sophistication excessive des modèles ou des techniques économétriques. Les résultats mettent en évidence la puissance explicative du modèle et indiquent que la formation est plus rentable que l’expérience. La rentabilité salariale de la formation a baissé progressivement de 1962 à 1985 et elle est restée stable ensuite. Cette évolution globale recouvre en fait une hausse de la rentabilité des formations très courtes, une baisse nette autour de 13 ans de formation (ce qui correspond au bac) et une quasi-stabilité pour les formations les plus longues.
A single model applied to data from a large number of surveys covering thirty-five years provides highly empirical but comparable measurements of the economic returns to education and to experience, in the most general sense of that term, and of their evolution in France. While this model does not form the “true” model of these returns, it supplies an interpretative framework of relatively clear synthetic rates. The relative fragility of the approach in respect of conceptual choices (which concepts of education and experience ?) and empirical choices (what level of data precision, which estimates ?) raises doubts about the potential contribution of excessive sophistication in models and econometric methods. The results point up the explanatory power of the model and indicate that the returns to education exceed those to experience. The income returns to education fell gradually between 1962 and 1985, since when they have remained stable. This overall trend in fact masks a rise in the returns to very short periods of schooling, a clear decline at around thirteen years of schooling (corresponding to the baccalauréat), and virtual stability for the longest periods.
La aplicación de un modelo único a los datos de un gran número de encuestas llevadas a cabo durante los últimos 35 años ofrece medidas muy empíricas, pero comparables, del rendimiento salarial de la formación inicial y de la experiencia, en el sentido más amplio del término, y de su evolución en Francia. Aun si tal modelo no constituye el “verdadero” modelo de tal rendimiento, ofrece una matriz interpretativa de índices sintéticos bastante claros. La relativa fragilidad del método en la elección de conceptos (¿cómo definir formación y experiencia ?) y en las cuestiones empíricas (¿cuán precisos son los datos, y qué estimaciones hay que escoger ?) sugieren escepticismo ante una sofisticación excesiva de los modelos o técnicas econométricas. Los resultados ponen en evidencia el poder explicativo del modelo e indican que la formación es más rentable que la experiencia. La rentabilidad salarial de la formación disminuyó progresivamente entre 1962 y 1985 y permaneció estable a continuación. Esta evolución global esconde un aumento de la rentabilidad de las formaciones muy cortas, una clara disminución alrededor de los 13 años de formación (duración correspondiente al bachillerato) y una estabilidad de las formaciones más largas.
Au-delà de la question de la mesure de la rentabilité des études en matière d’emploi, l’originalité de cet article de Marion Selz et Claude Thélot réside dans l’analyse de F évolution de cette rentabilité salariale depuis les années 1960. Sur la base d’un modèle classique qui permet de replacer la situation française par rapport aux autres pays, ils évaluent V impact au fil du temps de la durée deformation et d’expérience sur le salaire. Or l’utilisation d’enquêtes comparables répétées sur laquelle repose ce travail est suffisamment rare pour être soulignée. Les auteurs détaillent minutieusement les problèmes inhérents à ce type d’étude, introduisent des éléments de comparaison entre hommes et femmes et sur la situation entre fonction publique et secteur privé, qui constitue une singularité nationale intéressante. Les résultats de cette analyse empirique solide sont en outre replacés dans le contexte plus global de l’évolution des inégalités salariales en France.
Les personnes qui ont suivi de longues études sont en meilleure situation sur le marché du travail que les autres : pour s’en tenir à deux de leurs atouts majeurs en ce domaine, elles sont moins confrontées au risque de chômage et elles perçoivent un salaire plus élevé. La « rentabilité économique globale » des études est un constat général. Seules changent, et parfois de façon notable selon les moments et les pays, l’ampleur et les modalités de cette rentabilité.
Si l’on se limite au salaire, ce qui sera le cas dans cet article, on parle ordinairement de « rentabilité salariale ». Pour fournir une première illustration grossière de l’importance du phénomène, la figure A1 présentée en annexe montre la force du lien entre la durée des études et le salaire dans le cas de la France, et le tableau 1 présente le rapport entre le salaire net moyen des individus très formés (20 ans de formation initiale) et celui des individus très peu formés (4 ans de formation initiale)
[1]. La liaison est très forte, même si elle s’est affaiblie notablement depuis les années 1960 : le rapport entre ces deux salaires moyens est passé d’environ 3,5 à 2,5 en trente-cinq ans, tant pour les hommes que pour les femmes (même s’il est en général un peu moins élevé pour ces dernières).
Tableau 1
Rapport entre le salaire net moyen des individus très formés (20 ans de formation initiale) et celui des individus très peu formés (4 ans de formation initiale)
Ce genre de statistique descriptive, extrêmement intéressante en soi, illustre la question que cet article s’efforce d’explorer : la baisse du ratio des salaires moyens résulte-t-elle ou non d’une baisse de la rentabilité des études en France au cours des trente-cinq dernières années et, si oui, de quelle ampleur est cette dernière et quels types d’interprétation appelle-t-elle ?
La liaison apparente entre salaire et études pourrait être trompeuse, les salariés les plus formés ayant des salaires plus élevés pour de tout autres raisons que leur formation, par exemple parce qu’ils travailleraient plus souvent que les autres dans de grandes entreprises ou dans de grandes villes, parce qu’ils seraient plus « intelligents » ou plus « productifs », etc. ; il faut donc raisonner à partir d’un modèle. Traditionnellement, l’analyse de la relation entre formation et salaire consiste, à la suite de l’article fondamental de Mincer (1958), à relier le logarithme du salaire à trois groupes de variables : des variables décrivant la formation initiale, des variables décrivant l’expérience (et l’ancienneté), enfin un troisième groupe, hétérogène, destiné à tenir compte des autres facteurs influant sur le salaire (caractéristiques individuelles telles que le sexe, la nationalité, la profession, etc. ; caractéristiques collectives telles que la branche d’activité, la taille de l’entreprise, voire l’entreprise elle-même, le profit, le degré de syndicalisation, la localisation, etc.). Comme cet article vise à caractériser des évolutions sur trente-cinq ans, le modèle que nous utilisons est plus fruste : il ne contient que la formation initiale et l’expérience ; mais c’est le même modèle qui est retenu tout au long de la période, c’est-à-dire qui est appliqué à toutes les enquêtes utilisées.
Avant de présenter notre étude nous rappelons, de façon brève et synthétique, les conclusions dégagées antérieurement les plus utiles pour notre propos. Elles peuvent être appréciées à partir des deux tableaux suivants : le tableau 2, qui porte sur la France, synthétisé par Marchand et Thélot (1997), et le tableau 3, issu de Bils et Klenow (2000) d’après la situation dans 52 pays.
Tableau 2
Taux de rentabilité d’une année de formation (en %) : quelques résultats des études précédentes en France
Tableau 3
Résultats de l’équation de Mincer simple pour 52 pays, à la fin des années 1980 (sauf quelques-uns)
Pour la France, les différents auteurs mentionnés dans le tableau 2
[2]n’utilisent pas tous la même équation et la comparaison est donc difficile. Mais trois conclusions paraissent néanmoins se dégager, que nous chercherons à affiner.
D’abord, la rentabilité salariale semble avoir baissé au cours du temps : une année supplémentaire d’études aurait rapporté de l’ordre de 10% à 12% de salaire en plus au milieu des années 1960, contre 7 % à 9 % au début des années 1990. Conclusion fragile en raison de la diversité des modèles mais la tendance - qu’il faudra préciser - paraît visible.
Ensuite, le rendement d’une année d’études supplémentaire semble dépendre du moment où elle est effectuée : l’utilisation par certains auteurs d’une équation de Mincer du second ou troisième degré paraît donc justifiée en ce qui concerne la durée de formation.
Enfin, prendre en compte d’autres variables, en particulier de branche, de position ou même d’entreprise affaiblit beaucoup la rentabilité « pure » de la formation. On ne saurait prétendre, en se limitant à l’expérience, avoir tenu compte des différents facteurs jouant sur le salaire - même si c’est le plus important.
Les résultats présentés dans le tableau 3 reposent tous, quant à eux, sur le même modèle : une équation de Mincer simple, mais dans laquelle la durée de formation n’intervient qu’au premier degré - on suppose donc que le rendement d’une année d’études supplémentaire est constant. Le modèle étant le même, les conditions d’une comparabilité entre pays paraissent ici satisfaites (au problème près de la mesure des variables). Le taux de rendement de la formation paraît extrêmement différent d’un pays à l’autre : il est parfois très élevé, autour de 15 % (Brésil, Colombie, Guatemala, Honduras, etc.), voire 20 % ou plus (Côte d’Ivoire, Jamaïque), ou au contraire très faible, de l’ordre de 3 % à 5 % (Autriche, Canada, Grèce, Italie, etc.). Ces écarts sont considérables et, si tous ces travaux sont fiables - les échantillons sont parfois minuscules, les variables sont peut-être mal mesurées, etc. -, ils sont troublants, non pas quant à l’existence réelle mais quant à l’ampleur du lien entre formation et salaire. Il est vrai que le contenu des formations d’une durée donnée diffère fortement d’un pays à l’autre, ce qui peut influencer la productivité, et donc le salaire, de façon très variable. Dans l’ensemble, la rentabilité paraît plus forte dans les pays peu développés et plus faible dans les pays développés -pour une conclusion opposée cependant, d’après une étude plus approfondie sur Madagascar, cf. Arestoff (2001).
Nous présentons ci-après le modèle et les données que nous utilisons dans cet article en en précisant les raisons, puis nous exposons les résultats obtenus. Une discussion de la robustesse empirique de ces résultats figure en annexe.
I. Le modèle et les données
Nous avons retenu le modèle suivant où S désigne le salaire, d la durée de la formation initiale et e la durée de l’expérience :
La rentabilité salariale marginale, 
, c’est-à-dire le pourcentage d’augmentation du salaire procuré par une année d’études initiales ou d’expérience en plus est alors :
, c’est-à-dire le pourcentage d’augmentation du salaire procuré par une année d’études initiales ou d’expérience en plus est alors :- par rapport à la durée d’études initiales : a1 + 2a2d + 3a1d2 + ce ;
- par rapport à la durée d’expérience : b1 + 2b2e + 3b3e2 + cd
Ce pourcentage dépend donc à la fois de la durée d’études initiales (d) et de la durée de l’expérience (e) par rapport auxquelles l’allongement est supposé s’effectuer.
Par rapport aux modèles les plus fréquemment utilisés, celui-ci appelle trois remarques.
Tout d’abord, il retient un polynôme du 3e degré pour chacune des deux variables, alors que, d’habitude - cf. cependant Baudelot et Glaude (1989) et Goux et Maurin (1994) qui avaient déjà fait ce choix - on retient un polynôme de un ou deux degrés pour la durée de formation, et un polynôme de deux degrés pour l’expérience. La spécification présente permet d’estimer des effets du second degré de chacune des variables sur la rentabilité salariale qui peut, selon la valeur des coefficients, d’abord croître puis décroître. Ce profil est a priori séduisant et cohérent avec les résultats déjà suggérés, à savoir que depuis le début des études (respectivement de la vie adulte) jusqu’à un certain moment, la rentabilité d’une année supplémentaire d’études (respectivement d’expérience) puisse croître n’est pas absurde ; et qu’elle doive décroître à partir d’un certain moment est assez naturel. D’où l’idée d’une rentabilité parabolique (et l’on s’attend donc à ce que a2 et b2 soient positifs et a3 et b3 négatifs).
Une telle supposition est a priori plus riche que les suppositions habituelles (la rentabilité marginale est constante avec un polynôme du premier degré, et est constamment croissante ou décroissante selon le signe de a2 ou b2 avec un polynôme du second degré) ; bien entendu, on testera la nullité des coefficients a2, a3, b2 et b3, ce qui, si le test était accepté, ramènerait aux formulations standard. Ce modèle va être appliqué à toutes les grandes enquêtes de l’Insee qui depuis trente-cinq ans en France recueillent des données sur le salaire, la formation initiale et l’expérience des salariés, ce qui permettra de mesurer l’évolution de la rentabilité de la formation.
La seconde remarque est que, de façon complémentaire à cette succession d’estimations temporelles, le modèle intègre une interaction entre formation et expérience qui reflète l’hypothèse selon laquelle la rentabilité de la (durée de) formation - donc sa « valeur économique salariale » - a pu varier dans le temps : si, « avant », la formation était davantage rémunérée qu’aujourd’hui, les plus vieux salariés - donc, en raison de la définition de l’expérience donnée ci-dessous, les plus expérimentés - doivent recevoir, à formation donnée, un salaire supérieur à celui des plus jeunes - donc des plus récents -, ce qui aura lieu si c est positif. Le signe de c peut aussi, s’il était cette fois négatif, traduire un autre phénomène, l’éventuelle obsolescence économique de la formation initiale acquise autrefois : dans ce cas, la même durée de formation ayant servi à acquérir des contenus adaptés aux compétences requises par la vie professionnelle pour les salariés d’aujourd’hui, et devenus obsolètes pour les plus âgés, ces derniers seraient moins payés que les plus jeunes.
La troisième observation vient de ce qu’aucune variable autre que la formation et l’expérience n’intervient dans le modèle, ce qui, comme on vient de le voir, est fréquent dans la littérature consacrée à ce sujet mais non systématique. Ce choix, qui est délibéré, vient d’abord de ce que nous appliquerons notre modèle à différentes enquêtes où les autres facteurs concevables sont repérés, de l’une à l’autre, à partir de nomenclatures variables et difficiles à raccorder. En outre, l’originalité de ce travail réside dans l’utilisation d’un seul et même modèle - fût-il grossier - au cours du temps, et cela dans une perspective descriptive, et non pas dans l’utilisation unique, sur une seule enquête, d’un modèle très précis et sophistiqué à prétentions explicatives exhaustives. D’ailleurs, les remarques qu’appellent les deux facteurs retenus vont aller dans le même sens : nous allons utiliser ce modèle comme une « grille de lecture » destinée à fournir des indices synthétiques et des évolutions du rendement salarial de la formation initiale, sans prétendre qu’il s’agit du ou d’un « vrai » modèle.
1. La formation
C’est par sa durée que la formation initiale est repérée, à partir de l’âge de 6 ans (donc sans prendre en compte la scolarité préélémentaire). Repérer la formation par sa durée est classique dans les études existantes, mais a deux inconvénients bien connus.
D’abord, le contenu de la formation est ignoré, alors qu’un repérage du diplôme plutôt que de la durée d’études permettrait de mieux l’approcher. En réalité, en France, à part deux exceptions concernant l’enseignement supérieur - notables il est vrai -, les études existantes montrent que se contenter de retenir la durée de formation est une approximation satisfaisante
[3].
La prise en compte explicite des diplômes pourrait déboucher sur une autre interrogation, importante et bien connue dans ce champ d’analyse : est-ce bien le contenu appris à l’école qui est rentable, ou est-ce le fait d’avoir été sélectionné - c’est une des fonctions de l’école et du diplôme - qui informe l’employeur sur la productivité potentielle de son futur salarié éventuel : théorie du « capital humain stricto sensu", versus théorie du « signal » ? Mais en se limitant à la durée de formation comme ici, cette problématique ne peut pas être tranchée.
Retenir une variable aussi générale - la durée globale des études initiales - a pour second inconvénient d’interdire de différencier la rentabilité des années selon leur type : que valent, par exemple, les années de redoublement, ou les années non couronnées par un diplôme ? On a pu montrer, au moins pour les hommes dans les années 1990, que les années de redoublement n’apportent rien, et que les années non couronnées par un diplôme ont un rendement salarial positif mais moitié moindre que les années certifiées - cf. Goux et Maurin (1994), Hanchane et Moullet (1997). Ignorer ces distinctions est cependant acceptable dans notre perspective : mettre au jour, à des fins de description synthétique, des effets moyens, plutôt que des effets pointus.
2. L’expérience
L’expérience est mesurée par le nombre d’années séparant le début d’activité du moment où l’on perçoit le salaire analysé. Notre étude porte donc sur des personnes salariées au moment de l’enquête, mais on ignore tout de leur « carrière passée ». C’est la raison pour laquelle nous ne parlons pas d’« expérience professionnelle », mais d’expérience tout court (encore le terme peut-il être légèrement trompeur) : les périodes de chômage, le service national, les interruptions d’activité pour élever ses enfants apportent certes de l’expérience et sans aucun doute de l’expérience utile pour un emploi ultérieur, mais ce n’est pas à proprement parler une expérience « professionnelle ». En outre, dans ces années d’expérience, le partage entre expérience professionnelle et expérience « autre » varie entre les hommes et les femmes et selon la période - comme ont varié l’ampleur et la continuité de l’activité féminine, d’une part, et celles du chômage, de l’autre, depuis trente-cinq ans. Cela crée une certaine hétérogénéité du contenu de cette expérience à la fois entre hommes et femmes, et aussi entre années d’observation et entre générations.
Dans ce contexte, l’interaction entre d et e est susceptible d’avoir une signification, au cas où l’expérience professionnelle et l’expérience « autre » auraient un impact différent sur le salaire : si c est positif, cela pourra s’interpréter comme un rôle plus grand de la première, puisque la continuité des carrières professionnelles - aussi bien du fait de l’accès à l’activité professionnelle que de l’évitement du chômage - est plus grande pour les personnes les plus formées.
3. Enrichissements et interprétations
Dans la littérature, le modèle de Mincer de base, indépendamment des variables précises qu’on y incorpore, a fait l’objet d’interrogations et d’enrichissements, que nous ne retiendrons pas, mais qu’il est utile d’avoir présents à l’esprit au seuil de ce travail
[4]. Deux d’entre eux peuvent être évoqués.
D’abord, en ce qui concerne l’interprétation des coefficients du modèle. Dès le début, des analystes se sont interrogés sur la possibilité d’un biais de sélection, par exemple Griliches (1977) : si ce sont des personnes bénéficiant de certaines qualités qui à la fois suivent les plus longues études et perçoivent les salaires les plus élevés, les coefficients de la durée de formation ne peuvent être interprétés comme mesurant l’effet « pur » de la formation. À la limite, cet effet « pur » pourrait ne pas exister. Cette première interrogation a donné lieu à de multiples articles qui ont apporté des réponses très variables au traitement de ce biais potentiel, allant de l’introduction dans l’équation de variables mesurant le QI à l’estimation du modèle sur des jumeaux homozygotes - par exemple Rouse (1998) et Bound et Solon (1998) - en passant par des estimations en deux étapes, avec des variables instrumentales ou l’adjonction d’une équation expliquant la formation. Il ressort de ces travaux une possible surestimation, par les coefficients de l’équation de Mincer « simple », de l’effet pur, réel, de la formation, mais qui serait compensée par une possible sous-estimation due à des erreurs de mesure. Dans d’autres cas - Hanchane et Moullet (1997) ou Boumahdi et Plassard (1992) -, considérer l’éducation comme endogène conduit à majorer le taux de rentabilité. Au total, cependant, selon la synthèse d’Ashenfelter et Rouse (1999), les simples estimateurs usuels de l’équation de Mincer pourraient bien être les plus précis. Ou encore, selon Card (2000), aucune étude ne peut actuellement conclure de façon décisive sur l’ampleur du biais que présenterait l’estimateur des moindres carrés de l’équation de Mincer.
La deuxième interrogation résulte du comportement possible des personnes et des employeurs, notamment dans un pays comme la France où la distribution des salaires est marquée par l’existence d’un seuil minimal, le Smic (salaire minimum interprofessionnel de croissance). Mais même sans le Smic, la question se poserait : si la formation influe sur la productivité et, par ce biais, sur le salaire, c’est sur le salaire potentiel de la personne, celui auquel elle pourrait prétendre, bien plus directement que sur celui qu’elle perçoit effectivement, qui résulte de beaucoup d’autres considérations. Techniquement, au lieu d’une équation unique, il en faudrait deux : une qui modélise le fait d’avoir ou non un emploi salarié, la seconde qui explique le salaire de ces salariés. Cette formalisation correspondrait à un modèle « tobit » classique. D’ailleurs, une telle formalisation serait nécessaire si l’on voulait estimer la « rentabilité économique globale » des études, c’est-à-dire en termes de rentabilité salariale et d’évitement du chômage. On sait en effet que non seulement le risque d’être au chômage a toujours été plus faible pour les personnes diplômées, mais qu’en France, depuis vingt-cinq ans (depuis la « crise »), cette rentabilité s’est accrue : le diplôme protège relativement mieux du chômage qu’au début des années 1970 et il s’est, sous cet angle, revalorisé. Inversement, du fait du choix du champ des salariés, échappent aussi à notre étude les carrières ascensionnelles des salariés qui deviennent indépendants : or, ces itinéraires ne sont peut-être pas sans lien avec la durée de formation.
Comme on ne vise ici qu’à mesurer l’évolution au cours du temps de la rentabilité salariale, l’approximation qui consiste à utiliser une équation de Mincer simple paraît acceptable.
4. Le corpus de données et le champ retenus
Notre modèle est appliqué aux différentes enquêtes réalisées par l’Insee depuis trente-cinq ans permettant de disposer des trois informations de base que sont le salaire, la formation et l’expérience. Nous utilisons plus précisément les enquêtes formation et qualification professionnelle (FQP) de 1964, 1970, 1977, 1985 et 1993 et les enquêtes annuelles sur l’emploi (EMP) de 1991, 1993, 1995 et 1998
[5].
On cherche à analyser le salaire perçu par des salariés travaillant à temps complet. Dans les enquêtes FQP, on interroge les individus sur le salaire de l’année précédant l’enquête ; cela nous a conduits à nous limiter, dans ces enquêtes, aux personnes ayant travaillé à temps complet durant toute l’année précédant l’enquête (on évite ainsi les entrées et sorties en cours d’année, les tout débuts et fins de carrières, plus incertains et variables en termes de rémunérations). Dans les enquêtes Emploi, on ne dispose pas des mêmes informations. Pour définir une population approchante, on a retenu les salariés qui travaillaient à temps complet au moment de l’enquête (en mars) et un an auparavant.
Le salaire recueilli est le salaire net, toutes primes comprises. Pour les enquêtes FQP, il n’y a pas d’ambiguïté conceptuelle, même si demeurent des interrogations sur la précision empirique (du fait de la déclaration de l’enquêté, mais aussi du fait du codage puisque, dans certaines enquêtes, on impose une limite supérieure au salaire). Pour les enquêtes Emploi, il s’agit en théorie du salaire au moment de l’enquête. Mais le fait d’interroger le membre du ménage présent (pour tous les salariés du ménage), et la nécessité de déclarer les primes (demandées explicitement) conduisent à penser qu’au-delà de l’imprécision qui en résulte, le répondant s’appuie parfois sur la déclaration de revenu, auquel cas il déclare un salaire et des primes portant - comme c’est le cas dans FQP - sur l’année précédente (ce qui est d’ailleurs plus sûr s’agissant des primes annuelles ou du 13e mois par exemple).
Nous nous sommes limités aux salariés actifs au moment de l’enquête, âgés de 59 ans ou moins au 31 décembre de l’année pour laquelle le salaire est déclaré. Ceci permet d’éviter, au moins pour les deux dernières décennies, des effets de sélection dus aux départs en retraite, les salariés qui continuent à travailler après 60 ans ayant des caractéristiques spécifiques
[6].
Dans l’ensemble ainsi constitué, on estimera une équation de Mincer pour plusieurs sous-populations, ce qui peut poser des problèmes de principe ou de délimitation empirique selon le cas :
- sur les hommes et sur les femmes ; c’est inhabituel puisque d’ordinaire on se limite aux hommes au motif que, pour eux, l’expérience constitue une bonne approximation de l’expérience professionnelle. Mais, aujourd’hui, cette raison joue moins qu’il y a vingt ou trente ans ; au demeurant, il est intéressant, dans notre optique de description synthétique, d’estimer les « rendements » de la formation et de l’expérience pour les femmes également ;
- sur les seuls « Français de naissance » ; outre son intérêt propre, l’étude de cette population approche celle qui aurait pu être conduite sur les salariés qui ont fait leurs études en France, champ intéressant dès lors que l’on voudrait interpréter les estimations en termes d’efficacité de notre système éducatif ;
- sur les salariés du privé d’une part et ceux de la fonction publique (État, collectivités locales et hôpitaux) d’autre part [7]. Les théories dont est issue l’équation de Mincer se rattachent à la problématique classique, laquelle suppose un marché du travail concurrentiel, et sont donc à stricte ment parler adaptées au secteur privé. Cependant, cette origine intellectuelle n’empêche pas que cette équation puisse aussi s’appliquer à la fonction publique (toujours dans la perspective de disposer d’indicateurs synthétiques décrivant la réalité) ; cela permet en outre d’effectuer des comparaisons sur les rôles respectifs de la formation initiale et de l’expérience d’une sphère à l’autre, ce qui est évidemment d’un grand intérêt. La difficulté est de bien délimiter les deux sphères, à la fois dans les diverses enquêtes et compte tenu de la transformation du secteur privé en France au cours de ces trente-cinq ans. On a retenu le champ qui figurait dans les différentes enquêtes sans chercher à délimiter un périmètre commun, ce qui a deux conséquences : a) cela trace le périmètre du moment, qui est donc variable au cours du temps ; b) il est malheureusement tracé de façon assez différente selon le type d’enquête, comme on peut le constater sur l’exemple de l’année 1993 au cours de laquelle ont eu lieu deux enquêtes, une enquête FQP et une enquête Emploi.
Enfin, à la charnière de la formation et de l’expérience se situe l’apprentissage sous contrat. Cette période, quand on est capable de l’isoler, peut être considérée, et de façon tout aussi légitime - c’est la marque de toute forme de formation en alternance, mais la question se pose concrètement pour le seul apprentissage sous contrat -, comme une période de formation ou comme une période d’emploi. D’où le choix de trois variantes :
- 1re variante : l’apprentissage sous contrat n’est pas considéré comme formation ; dans ce cas, la durée de formation initiale est mesurée hors apprentissage sous contrat (éventuel), et cette durée d’apprentissage sous contrat est partie intégrante de l’expérience.
- 2e variante : l’apprentissage sous contrat est considéré à la fois comme temps de formation initiale et temps d’emploi ; dans ce cas, il est compris à part entière dans la durée de formation et dans la durée d’expérience, qui se chevauchent donc.
- 3e variante : l’apprentissage sous contrat n’est pas considéré comme expérience ; dans ce cas, la durée de formation initiale inclut cette période, et l’expérience court au contraire à partir de sa fin ; cette variante est l’opposé de la première.
Sur le plan conceptuel, c’est sûrement la deuxième variante qui est la plus intéressante et la plus sensée. La troisième variante est sans doute la moins vraisemblable, la première étant peut-être un moindre mal : meilleure que la troisième, moins satisfaisante que la deuxième. C’est elle que nous avons privilégiée, car si, concrètement, les trois variantes peuvent être mises en œuvre sur les enquêtes FQP (sauf FQP 1964), elles ne peuvent pas l’être sur les enquêtes Emploi. Les résultats des deux autres variantes sont présentés en annexe en les comparant avec ceux de la première, qui est la variante centrale (tableau A7).
II. Les principaux résultats
L’équation de Mincer a été estimée pour chaque enquête prise séparément par la méthode des moindres carrés ordinaires et après pondération des effectifs par le coefficient destiné à rendre l’enquête représentative au niveau national. Il est en effet indispensable d’estimer le modèle sur les données pondérées (voir à ce sujet « La robustesse empirique » dans l’annexe)
[8].
Nous allons examiner successivement la qualité de l’ajustement de l’équation testée, la rentabilité de la formation, celle de l’expérience et la valeur de l’interaction entre formation et expérience.
1. La qualité de l’ajustement du modèle
Le modèle s’ajuste assez bien aux données et, surtout, cet ajustement est assez proche d’une enquête à l’autre. Pour l’ensemble des salariés, le « R2 ajusté » s’établit à environ 0,33 en début de période, puis il diminue un peu et s’élève à 0,28 en 1998 (tableau A1). Ainsi, l’explication par les durées de formation et d’expérience est assez bonne - les 7 variables du modèle expliquent un petit tiers de la variance - mais la qualité de l’ajustement ne s’améliore pas au cours du temps : au contraire, elle se détériore légèrement, cela signifiant une légère augmentation du rôle des autres facteurs sur le salaire, au détriment de celui des deux facteurs majeurs de la théorie du capital humain. Il se peut aussi que l’expérience « approxime » moins bien l’expérience professionnelle en fin de période, ce qui lui conférerait un caractère explicatif plus faible, du moins si l’on considérait que c’est l’expérience strictement professionnelle qui joue sur le salaire.
Notons aussi que le R2 ajusté est légèrement plus élevé pour les hommes que pour les femmes, peut-être là encore en raison de la pertinence différente de l’expérience, et un peu plus élevé pour les salariés de la fonction publique que pour ceux des entreprises, ce qui reflète sans doute la régulation plus stricte du salaire par le niveau de diplôme dans la fonction publique.
Tous les coefficients sont estimés assez précisément car la taille des échantillons utilisés est considérable (de plusieurs milliers à plusieurs dizaines de milliers d’individus). Ils sont significativement différents de zéro, sauf parfois l’interaction entre formation et expérience - cf. ci-dessous. Les commentaires qui suivent vont porter non pas sur les coefficients pris séparément, mais sur les combinaisons qui permettent de décrire la forme et l’ampleur de la rentabilité salariale de la durée d’études et de l’expérience.
2. La rentabilité salariale de la formation initiale
Les taux marginaux de rentabilité dépendent des durées de formation et d’expérience. Nous les avons calculés de deux façons. Tout d’abord, pour des durées de formation et d’expérience moyennes estimées par enquête et par sous-population, c’est-à-dire aux points moyens des échantillons et sous-échantillons : hommes, femmes, salariés du privé, etc. (tableau A2). Mais ces points moyens sont très différents d’une enquête à l’autre car les durées moyennes de formation initiale et d’expérience - la première en particulier - ont beaucoup augmenté au cours du temps (tableau 4), de sorte que les taux calculés à ces points moyens « intègrent » cette dérive. D’où le deuxième calcul : on mesure la rentabilité de la formation et de l’expérience à un « point fixe », le même pour toutes les périodes et pour toutes les sous-populations : nous avons choisi, compte tenu des moyennes précédentes, une durée de formation initiale de 10 ans (c’est-à-dire une sortie de l’école à 16 ans) et une durée d’expérience - ou de « vie adulte » - de 20 ans, ce qui correspond à peu près au milieu de carrière dans le cas des carrières professionnelles continues. Les taux marginaux de rentabilité mesurés à ce point fixe figurent dans le tableau A3.
Tableau 4
Durées moyennes de formation et d’expérience (en années)
Le modèle met en évidence une rentabilité marginale très élevée de la formation, mais qui est plus faible aujourd’hui qu’il y a trente-cinq ans. Au point moyen, le taux marginal s’élevait à 11,1 % de salaire en plus pour une année de formation supplémentaire au milieu des années 1960 (enquête FQP 1964), et à 8,8 % à la fin du siècle (enquête Emploi 1998). Au point fixe correspondant à 10 ans de formation et 20 ans d’expérience, la rentabilité d’une année supplémentaire de formation était de 12 % en 1964 et de 8 % en 1998. Mais la rentabilité salariale a baissé exclusivement du début des années 1960 au milieu des années 1980 (entre les enquêtes FQP de 1964 et 1985 qui portent respectivement sur les salaires perçus en 1962 et en 1984) et elle est restée stable depuis. Cela représente une baisse de 1 à 1,7 point tous les 9 ans (selon le mode de calcul) au cours des 22 premières années de la période
[9]. La stabilité que nous observons depuis le milieu des années 1980 et qui se dégage de la prise en considération des dernières enquêtes est un résultat nouveau et important, qu’on essaiera d’interpréter ci-dessous.
La rentabilité marginale de la formation est assez proche pour les hommes et pour les femmes, mais si l’on regarde plus en détail, elle était légèrement supérieure pour les premiers jusqu’en 1993 et serait légèrement inférieure depuis cette date au point fixe. Les écarts sont cependant très faibles.
De même, la rentabilité de la formation est très proche pour les hommes et pour les femmes si on se limite aux Français de naissance, peut-être très légèrement supérieure pour les hommes, mais à peine.
En revanche, la différence est considérable entre le secteur privé et la fonction publique. La rentabilité salariale de la formation calculée au point fixe est beaucoup plus forte dans les entreprises : au début de la période, l’écart en faveur du privé atteignait 4 points (9,5 % dans la fonction publique, contre 13,5 % dans le privé) et il s’élevait encore à 1,4 point en fin de période (6,6 % contre 8 %)
[10]. C’est dire que la baisse de la rentabilité marginale de la formation a été beaucoup plus sensible dans le secteur privé. Dans les entreprises comme dans la fonction publique, cette baisse s’est produite principalement jusqu’en 1985 ; cependant, pour les hommes du privé, elle s’est un peu prolongée au-delà.
Indiquons une différence capitale entre hommes et femmes : si globalement, dans l’économie française, la rentabilité marginale de la formation pour les premiers et les secondes est voisine, c’est un effet de moyenne, car cela n’est pas vrai dans chaque sphère, privé et fonction publique, séparément. En réalité, la formation est plus rentable pour les hommes que pour les femmes dans le secteur privé alors que c’est plutôt l’inverse dans la fonction publique. Dans un cas comme dans l’autre, les écarts sont moins élevés en fin de période, mais ils n’ont pas disparu.
C’est pour les hommes que la baisse de la rentabilité marginale de la formation au cours du temps est la plus prononcée, en particulier dans le secteur privé où elle est régulière sur toute la période. En revanche, chez les femmes, l’évolution présente la configuration déjà décrite : baisse jusqu’en 1985, suivie d’un plateau. Ainsi, dans chaque sphère, les écarts de rentabilité entre hommes et femmes se sont amoindris.
Ces résultats peuvent être commentés d’un autre point de vue, celui des personnes. Pour les femmes, la rentabilité d’une année supplémentaire de formation est à peu près la même dans les entreprises et dans la fonction publique. Au point fixe, elle a respectivement diminué d’environ 11,5 % et 11 % à 8,5 % et 8 %. Mais cette baisse n’a pas été régulière : elle s’est produite entre 1964 et 1985.
Pour les hommes, en revanche, cette rentabilité est beaucoup plus forte dans les entreprises sur toute la période, même si l’écart s’est amenuisé : à durées d’expérience et de formation fixées à 20 et 10 ans respectivement, 4,7 points de plus au début des années 1960 (14,3 % contre 9,6 %), encore 2,2 points de plus en fin de période (8,7 % contre 6,5 %). Cette réduction de l’écart résulte du fait que, dans le secteur privé, la baisse de la rentabilité marginale de la formation a été prononcée et, surtout, plus régulière, se prolongeant au-delà de 1985
[11].
Au total, la convergence est sensible : la rentabilité salariale marginale de la formation dans l’économie française est beaucoup moins disparate et inégale aujourd’hui qu’il y a trente-cinq ans, à la fois entre hommes et femmes et entre sphères de l’économie (même si elle reste supérieure dans les entreprises pour les hommes). Petit à petit, une sorte d’homogénéisation du marché du travail se manifeste sur cette dimension
[12].
3. Le profil parabolique de la rentabilité de la formation
Dans tous les cas, les coefficients estimés sont positifs pour a2 et négatifs pour a3. Autrement dit, le profil parabolique de la rentabilité de la formation se dégage nettement : d’abord croissante pour les premières durées de formation - à expérience moyenne, de 1 % à 2 % de salaire en plus par année supplémentaire de formation pour les premières durées de formation jusqu’à 13 % en plus à 12-14 ans de formation (dans les années 1960) ou 9 % (fin des années 1990) -, puis décroissante jusqu’à 5-6 % pour 20 ans de formation.
L’examen plus approfondi de ces paramètres estimés et des paraboles qu’ils dessinent (figure 1 et tableaux A4 et A5) conduit aux conclusions suivantes.
Figure 1
Taux de rentabilité d’une année supplémentaire de formation selon la durée de formation initiale pour une durée d’expérience de 20 ans (en %) – Données pondérées
1) Comme on l’a déjà signalé, les paramètres estimés sont significativement différents de zéro au seuil de 5 %
[13] pour toutes les enquêtes et pour toutes les sous-populations : cela montre la pertinence de cette hypothèse d’une rentabilité marginale d’abord croissante puis décroissante et ce serait appauvrir l’analyse que se limiter, comme cela a souvent été fait, à une rentabilité seulement constante ou décroissante.
La courbure des paraboles évolue d’une enquête à l’autre. En effet, les paraboles obtenues sur la base des enquêtes récentes sont plus plates que celles des enquêtes anciennes, ce qui signifie que la variation de la rentabilité d’une année de formation supplémentaire en fonction du moment où elle se situe est plus faible à la fin du siècle que trente-cinq ans auparavant. L’indice de courbure (ou « largeur » de la parabole
[14]) passe de 17 ans en 1964 et 17,8 ans en 1970 à 22,8 en 1995 et 21,7 en 1998. Notons toutefois que les enquêtes FQP étant globalement antérieures aux enquêtes Emploi, il est difficile de distinguer dans cette évolution entre un effet enquête et un effet temps. Cette réduction de la courbure est plus nette pour les résultats relatifs aux femmes, même au sein de chaque série d’enquêtes, ce qui suggère, au moins pour elles, l’existence d’un effet temps.
2) Ensuite, la rentabilité marginale maximale est obtenue pour 13 ans d’études environ, et cela sans grande modification au cours du temps et sans guère de distinction entre hommes et femmes, ni entre fonction publique et secteur privé ; pour FQP 1964, la durée optimale est plus proche de 12 ans.
Cette stabilité de la durée optimale de formation, tant au cours du temps que d’une sous-population à l’autre, est très remarquable : c’est toujours pour des études s’achevant vers 19 ans, c’est-à-dire un peu après le baccalauréat (général, technologique ou professionnel), au tout début des éventuelles études supérieures, que la rentabilité d’une année supplémentaire de formation est la plus élevée.
3) Enfin, la rentabilité selon les différentes durées de formation évolue diversement au cours du temps :
- la rentabilité marginale maximale diminue avec le profil familier : baisse jusque vers les années quatre-vingt, stabilité ensuite. Le mouvement est très ample : par exemple, pour l’ensemble des salariés, le taux maximal en milieu de carrière (pour une expérience de 20 ans) passe de 12,9 % en 1964 à 8,9 % en 1998 (tableau A4) ; pour une expérience nulle (tableau A5), donc en tout début de carrière, il passe de 11,9 % en 1964 à 9,0 % en 1977 et 9,1 % en 1985, ce qu’il est à peu près aujourd’hui (9,1 % en 1995 ; 8,4% en 1998) ;
- en revanche, les taux de rentabilité marginale des formations de faible durée ont plutôt eu tendance à augmenter au cours du temps : avec 20 ans d’expérience, la rentabilité d’une 5e année de formation était de 1 % à 2 % jusque vers 1985, elle est plutôt de 2 % à 3 % aujourd’hui. Le mouvement est encore plus marqué pour les femmes que pour les hommes [15] ;
- enfin aux durées de formation longues, le taux de rentabilité marginale paraît assez stable depuis trente-cinq ans : pour une durée de formation de 20 ans, qui correspond aux durées pratiquement maximales d’études (repérées à partir de l’âge de 6 ans, rappelons-le), le taux est de l’ordre de 5 % avec 20 ans d’expérience comme avec une expérience nulle (tableaux A4 et A5), sauf pour FQP 1964 qui apparaît encore comme une exception. Pour 18 ans d’études, le taux est lui aussi à peu près constant, autour de 7,5 % [16]. II est légèrement supérieur pour les hommes à ce qu’il est pour les femmes, mais stable pour les uns comme les autres.
Ainsi, autour du mouvement moyen - baisse jusqu’en 1985, stabilité depuis - l’évolution temporelle des taux de rentabilité marginale est très différente selon la durée de formation : plutôt en hausse pour les formations très courtes ou quasi inexistantes, nettement en baisse autour de la durée de rentabilité maximale (13 ans, ce qui correspond au bac ou juste après), à peu près stable depuis trente-cinq ans pour les formations très longues d’une durée restant réaliste (de l’ordre de 18 à 20 ans, ce qui correspond à bac + 6 ou bac + 8).
4. Hiérarchie «pure» des salaires selon la durée de formation
Il s’agit maintenant de se tourner vers l’évolution de la hiérarchie salariale selon la durée de formation. Le tableau 1 en donnait une impression brute en retraçant le rapport entre le salaire moyen des personnes ayant eu 20 ans de formation initiale et celui des personnes ayant eu 4 ans de formation initiale. Mais nous allons ci-après chercher à calculer l’effet « pur » de la durée de formation, tel que le modèle retenu dans ce texte le formalise, en calculant le rapport 
sont les estimateurs des salaires maximal et minimal obtenus à partir des paramètres du modèle.
sont les estimateurs des salaires maximal et minimal obtenus à partir des paramètres du modèle.Puisque c’est une formulation au cube qui a été retenue ici et en raison du signe des coefficients estimés, la courbe représentant la variation du salaire (S) en fonction de la durée de formation (d) présente un minimum 
pour une valeur dm de la durée de formation, qui peut être négative ou positive, puis croît jusqu’à une valeur maximale 
pour une valeur positive dM. Nous avons calculé ce rapport en milieu de carrière (20 ans d’expérience) et en début de carrière (expérience nulle) à des fins de comparaison.
pour une valeur dm de la durée de formation, qui peut être négative ou positive, puis croît jusqu’à une valeur maximale pour une valeur positive dM. Nous avons calculé ce rapport en milieu de carrière (20 ans d’expérience) et en début de carrière (expérience nulle) à des fins de comparaison.Dans l’ensemble des enquêtes et des sous-populations observées, dm est la plupart du temps positif, au plus de l’ordre de 3 à 4 ans : à 20 ans d’expérience, dm s’échelonne en moyenne de 1,9 an à 3,8 ans (de 1,3 an à 3,2 ans pour les hommes et de - 0,5 à 4,5 ans pour les femmes) ; à expérience nulle, les valeurs de dm sont très proches. Ces valeurs de dm correspondent à une formation très faible, voire quasi nulle
[17].
À 20 ans d’expérience, les durées de formation pour lesquelles le salaire est maximal, dM, se situent en moyenne entre 21 et 24,7 ans (de 20,9 à 24,3 ans pour les hommes et de 19,8 ans à 24,1 ans pour les femmes). À nouveau, le constat est très proche à expérience nulle. Le bas de cette fourchette correspond à des durées maximales plausibles de la formation, le haut non. En effet, ces valeurs excèdent ce qui est concrètement plausible mais d’assez peu. Cela a pour conséquence que sur l’intervalle « utile », [2-3 ans - 20 ans], le modèle reflète bien une croissance du salaire, la courbe étant décroissante à l’extérieur de l’intervalle [dm, dM]. Même si dM est souvent un peu trop élevé pour être plausible, il est intéressant de calculer la hiérarchie salariale « pure » théorique donnée par le modèle, soit le rapport entre les deux extrêmes 
qui correspondent à ces durées théoriques.
qui correspondent à ces durées théoriques.Le tableau 5 met à nouveau en évidence un des résultats principaux du rapport « brut » présenté en introduction : à 20 ans d’expérience, la hiérarchie salariale « pure » en fonction de la durée de formation a diminué depuis trente-cinq ans ; la baisse est assez régulière pour les hommes, bien qu’en fin de période le mouvement se stabilise ou même s’inverse peut-être, tandis que l’évolution est plus chaotique pour les femmes. Mais au total, pour les hommes en milieu de carrière, le rapport passe de 4,5 au début des années 1960 à environ 3,7 à la fin du siècle. Le constat est voisin pour les hommes si l’on se place en début de carrière, mais ne se vérifie pas pour les femmes chez lesquelles, à la suite ou non d’un effet d’enquête, la hiérarchie salariale « pure » selon la durée de formation pour une expérience nulle est plus élevée à la fin des années 1990 que durant les années 1960 et 1970. Là encore, la baisse s’observe surtout jusqu’au milieu des années 1980.
Tableau 5
Rapport des salaires maximaux et minimaux estimés et taux de rendement moyen de l’année de formation pour 20 ans et 0 année d’expérience
On tire de ce rapport entre salaires minima et maxima estimés un taux de rentabilité moyen
[18] (tableau 5) - et non plus marginal comme dans les pages précédentes - d’une année de formation, cela soit à 20 ans d’expérience, soit à expérience nulle. Le résultat de ce calcul peut être considéré comme la meilleure mesure de la rentabilité salariale de la formation (à expérience fixée et dans le cadre du modèle). Elle complète les mesures précédentes plus partielles : le taux moyen passe, avec 20 ans d’expérience, d’environ 9 % ou 9,5 % au milieu des années 1960 à 6 % ou 6,5 %. Il y a un petit effet d’enquête qui amplifie cette baisse puisque, en 1993, le taux de rendement est de 0,3 point supérieur dans l’enquête FQP à ce qu’il est dans l’enquête Emploi. Au début de la période, la rentabilité était peut-être légèrement supérieure pour les femmes, au milieu de la période elle était peut-être légèrement inférieure, aujourd’hui elle est pratiquement identique. Cette évolution traduit-elle une convergence des salaires masculins et féminins qui résulterait du développement de l’activité féminine ?
Enfin, ces résultats confirment que la rentabilité de la formation n’a pas baissé de façon uniforme : elle a diminué sensiblement de 1964 à 1985, elle est au contraire stable depuis 1985.
5. Évolution de la rentabilité de la formation et évolution de la hiérarchie des salaires
On ne peut manquer de rapprocher ces résultats de l’évolution globale des inégalités salariales en France. Des séries de long terme publiées récemment par l’Insee (Casaccia et Seroussi, 2000), on peut tirer le tableau 6, limité aux inégalités de salaire dans les secteurs privé et semi-public. De 1965 à 1997, le rapport interdécile des salaires a diminué chez les hommes (de 3,9 à 3,29) comme chez les femmes (de 3,4 à 2,70) et, là encore, la baisse s’est produite durant les vingt premières années, de 1965 à 1985. Depuis 1985, c’est la stabilité qui prévaut.
Tableau 6
Indicateurs des inégalités salariales en France
Ainsi l’évolution de la rentabilité salariale de la formation est-elle conforme à celle des inégalités salariales globales. À vrai dire, cela se comprend dès lors qu’une politique de réduction de l’éventail des salaires, qu’elle passe par une forte augmentation du Smic et des bas salaires ou par un tassement des hauts salaires, conduit nécessairement à une moindre rentabilité salariale de la formation. Il y a donc une certaine antinomie entre ces deux objectifs : celui de resserrer les inégalités salariales et celui de maintenir (ou d’augmenter ?) la rentabilité salariale de la formation.
6. La rentabilité de l’expérience
Au contraire de la rentabilité de la formation, celle de l’expérience est assez stable dans le temps : de 1 % à 2 % par année d’expérience selon les années quel qu’en soit le mode de calcul (c’est-à-dire soit au point moyen de formation, soit pour une formation de 10 ans).
Dans l’ensemble, l’expérience est un peu plus rentable pour les hommes que pour les femmes, aussi bien dans les entreprises que dans la fonction publique, mais les écarts sont faibles. Compte tenu de la faiblesse de ces écarts, on pourrait dire que l’expérience strictement professionnelle n’apporte guère plus que l’expérience hors marché du travail puisque l’expérience, ici « indifférenciée », n’est guère plus valorisée chez les hommes que chez les femmes, et qu’elle ne l’est guère plus aujourd’hui qu’auparavant chez les femmes, dont les carrières strictement professionnelles sont pourtant plus fréquentes, plus longues et plus continues qu’il y a trente-cinq ans.
Cependant, bien qu’ils soient faibles, ces écarts sont presque tous dans le même sens (l’expérience est plus rentable pour les hommes que pour les femmes, et elle l’est davantage pour les femmes aujourd’hui qu’hier) : on peut donc aussi conclure à un léger surcroît de reconnaissance de l’expérience professionnelle par rapport à l’expérience non professionnelle. Ce qui rend cette seconde conclusion plus plausible, c’est que limiter l’analyse aux célibataires, c’est-à-dire aux femmes pour lesquelles l’expérience est très proche de l’expérience professionnelle, ne conduit plus à observer un surcroît de rentabilité de l’expérience chez les hommes par rapport aux femmes.
Ainsi, la rentabilité légèrement moindre de l’expérience des femmes tiendrait plutôt au fait que l’expérience « indifférenciée » retenue ici contient davantage pour elles des temps hors marché du travail, moins reconnus du point de vue du salaire. Mais la différence paraît faible au regard de l’idée répandue selon laquelle ce que l’on apprend sur le tas, dans la vie professionnelle, a une grande importance. On retrouve ici un résultat obtenu, autrement et à partir d’autres sources, par Alain Bayet (1996) : il y a un certain effet négatif des carrières « trouées », mais non systématique et, en tout cas, « les femmes capitalisent des expériences non professionnelles qui leur sont en partie reconnues ».
Les paramètres estimés par le modèle concernant la rentabilité de l’expérience sont soit tels que e2 est négatif et e3 est positif, soit tels que l’un ou l’autre n’est pas significatif. Lorsqu’ils sont significatifs, ces coefficients ont des valeurs telles que le sommet de la parabole, qui est alors un minimum, correspond à des valeurs énormes de l’expérience, empiriquement non plausibles. Autrement dit, la partie de la parabole qui correspond réellement à nos données est seulement la « branche descendante » de la parabole, avant son minimum, et ceci pour toutes les enquêtes étudiées. La conclusion qu’on peut en tirer est très claire : à toutes les époques, la rentabilité marginale de l’expérience ne fait que décroître au cours du cycle de vie. Une année d’expérience en plus se traduit par 3 % à 6 % de salaire supplémentaire selon les enquêtes en début de vie active (5 ans après avoir quitté l’école), par 1 % à 2 % quand cette année en plus se situe en milieu de vie ou de carrière (après 20 ans), et n’a pratiquement plus d’effet - donc n’« apporte » presque plus rien - au bout de 30 ans (tableau A6).
Puisque c’est cette configuration d’une rentabilité constamment décroissante de l’expérience au cours du cycle de vie qui se dégage, on pourrait, dans un souci d’économie de paramètres et puisqu’ils ne sont pas toujours significatifs, se limiter à une équation où l’expérience n’apparaît qu’au carré :
Dans ce cas, c’est a priori que l’hypothèse d’une baisse de la rentabilité d’une année d’expérience supplémentaire est posée (dès lors que b2 est négatif, ce qui est attendu). Les estimations sont très proches de celles que fournit le modèle complet et l’on s’en tiendra à ce dernier pour des raisons d’homogénéité.
7. L’interaction entre durée de formation et durée d’expérience
Dans le modèle, le coefficient c mesure l’effet de l’interaction entre la formation et l’expérience sur le salaire. Le tableau 7 récapitule le nombre de cas où l’estimateur du coefficient c est positif, négatif ou non significativement différent de 0, le dénombrement ayant été effectué en se fondant sur chacune des sous-populations et chacune des enquêtes :
Tableau 7
Signe du coefficient c de l’interaction entre durée de formation et durée d’expérience
Le coefficient, lorsqu’il est significatif, n’est presque jamais négatif ; il est à peu près aussi souvent soit significativement positif, soit non significativement différent de zéro, avec une légère prédominance du premier cas, du moins pour les enquêtes FQP.
Ce coefficient est significativement positif dans une moitié des cas : cela traduit le fait que la rentabilité d’une année supplémentaire de formation est plus grande pour les salariés les plus expérimentés - donc les plus âgés -, ce qui cadre bien avec les thèses sur la baisse de l’efficacité de l’école. Les cas où il ne peut être considéré comme différent de zéro, indiquant que la rentabilité d’une année de formation est la même quelle que soit l’expérience - c’est-à-dire quel que soit l’âge du salarié - se produisent aussi pendant la période récente (couverte par les enquêtes Emploi) au cours de laquelle la baisse de la rentabilité, vue enquête après enquête, a cessé. Ainsi, il y a une certaine cohérence entre les deux façons d’appréhender l’évolution de la rentabilité salariale d’une année de formation.
Conclusion
Comme dans les études antérieures, le simple modèle reliant le salaire à la durée de la formation et à celle de l’expérience a montré sa fécondité : il est très explicatif et permet une description synthétique de la relation entre ces deux composantes du capital humain et le salaire. L’expérience, qui procure un surcroît de rémunération de 1 % à 2 % par année supplémentaire, ne se réduit pas ici à l’expérience professionnelle : celle acquise, hors marché du travail, « par la vie » est également rémunérée, même si elle l’est sans doute moins. La formation est quant à elle beaucoup plus rémunérée que l’expérience : de 9 % à 9,5 % en moyenne par année supplémentaire au milieu des années 1960, de 6 % à 6,5 % aujourd’hui, et cette rentabilité est du même ordre pour les hommes et les femmes, ceci au milieu de la vie active. Il faut cependant se résoudre à ce que les estimations du rendement de la formation soient imprécises : celles qui ont été obtenues ici pour la rentabilité d’une année de formation varient de 0,5 à 1 point près en fonction de choix empiriques qui sont pour partie conventionnels (cf. annexe), ce qui est une imprécision très élevée par rapport aux résultats obtenus de l’ordre de 6 % et 9 %.
En France, la rentabilité salariale de la formation initiale a baissé durant vingt ans (1965-1985) ; elle est stable depuis quinze ans. Les écarts sont moindres, en particulier entre les salariés des entreprises et ceux de la fonction publique, qu’il y a trente-cinq ans. Reste que la rentabilité de la formation est cependant plus forte dans les entreprises pour les hommes, tandis que pour les femmes, elle est analogue dans la fonction publique et les entreprises.
ANNEXES
Figure A1
Salaires nets annuels moyens selon la durée de formation (en francs courants) – Données pondérées
Source : Insee.
Étude de robustesse
Nous avons fait une étude de robustesse empirique approfondie mais n’en indiquons ici que les conclusions essentielles par manque de place.
Robustesse selon la conception de l’apprentissage
Comme on l’a indiqué dans l’introduction, l’apprentissage sous contrat, qui se situe à la charnière de la formation et de l’activité professionnelle, peut être compté soit comme temps de formation, soit comme expérience, soit les deux. C’est en le prenant en compte de ces trois façons que peut être évaluée la « robustesse conceptuelle » des taux marginaux de rentabilité de la formation et de l’expérience (tableau A7).
En ce qui concerne la rentabilité de la formation, les ordres de grandeur sont assez proches et le mouvement de baisse de la rentabilité est bien retracé qualitativement dans les trois variantes.
Tenir compte de l’apprentissage sous contrat comme formation et pas seulement comme expérience (variante 2) conduit d’une part à des rendements plus faibles au début de la période étudiée ici, et d’autre part à une baisse de ces rendements au cours du temps également plus faible.
S’agissant de la rentabilité de l’expérience, les écarts sont très faibles : on peut donc considérer que la convention sur l’apprentissage n’a pas beaucoup d’impact sur les estimations du rendement d’une année d’expérience.
Robustesse empirique
L’influence des choix proprement empiriques sur les résultats est trop peu souvent étudiée. Or, comme on va le voir, elle est parfois très importante, alors que les choix empiriques ne sont quant à eux pas toujours évidents.
Sensibilité des estimations au champ
Parfois, l’âge de fin d’études indiqué pour une personne est inférieur à 6 ans, ou bien un code spécifique indique « sans formation » (cela représente entre 0,1 % et 1 % des effectifs du champ retenu). Nous avons alors affecté la valeur 0 à la durée de formation. De même, lorsque l’âge au premier emploi indiqué est inférieur à 10 ans, ce qui est le cas pour 0,1 % à 1,5 % des effectifs du champ retenu, le début d’activité est par convention fixé à 10 ans. Mais ces choix comportent une part d’arbitraire. Nous avons voulu mesurer l’effet de ces choix en enlevant les individus concernés des données : il n’est pas toujours négligeable (tableau A8). Dans le cas du rendement calculé au « point fixe », la plus grande différence concerne les hommes salariés du privé dans l’enquête Emploi 1998, le taux marginal de rendement de la formation passant de 8,70 % (tableau A3) à 7,33 % (soit 1,4 point d’écart), alors même que le nombre de personnes concernées est assez faible (191 personnes supprimées sur 19068, soit 64994 en pondéré sur 6274538). Le rendement calculé aux durées moyennes présente une différence bien moindre : 10,02 % au lieu de 9,78 % pour les hommes salariés du privé en 1998.
De même, les estimateurs sont sensiblement différents selon que l’on garde tout le champ retenu ou qu’on le restreint aux salariés dont le salaire est tel que ln(S) est dans l’intervalle [Moyenne (ln(S)) ± 3σ] (tableau A9). L’effet, parfois très important, est assez troublant : les estimateurs peuvent - ce n’est pas systématique- dépendre sensiblement de l’inclusion ou non, dans l’analyse, d’un petit nombre d’individus, le choix de les inclure ou non étant en grande partie conventionnel. Ce type de sensibilité purement empirique doit empêcher de commenter de façon trop détaillée des variations en deçà d’un certain ordre de grandeur, y compris si elles sont liées à des questions de fond (conceptuelles ou économétriques).
Effet « enquête » approché par la comparaison des estimations obtenues d’après l’enquête FQP 1993 et l’enquête Emploi 1993
Les variables permettant de sélectionner les individus du champ retenu ne sont pas les mêmes dans les deux séries d’enquêtes (enquêtes FQP et enquêtes Emploi). Une enquête de chaque série ayant été effectuée en 1993, ces deux enquêtes ont servi de base aux essais d’ajustement des populations. Les différences de rendement calculé pour les deux enquêtes de 1993 sur les salaires de 1992 sont non négligeables, atteignant presque 1 point pour les hommes du privé, sans que nous sachions bien les expliquer. Sans doute faut-il attribuer l’origine de ces disparités aux différences intrinsèques des deux séries d’enquêtes sur lesquelles cette étude s’appuie. Cet effet d’enquête semble important et ne peut être éliminé dans le cadre de ce travail. C’est la raison pour laquelle les deux estimations sont présentées pour l’année 1993.
Sensibilité à la pondération
Dans les enquêtes FQP, contrairement aux enquêtes Emploi, l’échantillon est stratifié. Aussi les coefficients de pondération a posteriori étant très différents d’un individu à l’autre (ils varient par exemple de 200 à 2000 pour FQP 1964 et de 659 à 15062 pour FQP 1993), il est nécessaire de faire les estimations et les calculs avec pondération pour que les résultats issus des enquêtes FQP s’appliquent à la population française. La différence peut atteindre plus de 2 points pour certaines sous-populations, comme c’est le cas pour les salariés du privé dans FQP 1964 : la rentabilité d’une année supplémentaire de formation au point moyen s’élève à 11,62 % avec pondération (tableau A2), contre 14,33% sans pondération (tableau A10). Cela se comprend bien quand on sait que seules les enquêtes FQP sont effectuées sur des échantillons stratifiés et que, dans cette stratification, les catégories sociales supérieures sont beaucoup plus sondées que les catégories populaires. Il faut pondérer pour que l’échantillon utilisé soit représentatif de la population-mère, et les auteurs qui, dans les études précédentes, n’ont pas pondéré les résultats des enquêtes FQP préalablement à leurs analyses économétriques auraient dû le faire. La mesure de la sensibilité effectuée dans ce cas l’est donc juste pour information, et le message qu’elle délivre n’a pas du tout la même signification que les précédents.
Tous les résultats présentés et commentés dans cet article sont donc issus de calculs avec pondération (y compris pour les enquêtes Emploi où c’est pourtant moins nécessaire).
Sensibilité selon le caractère complet ou restreint du modèle retenu
Les variables pour lesquelles on obtient des paramètres estimés non significatifs au seuil de 5 % sont le plus souvent l’interaction (de) et celles qui sont liées à l’expérience seule (e2 ou e3). Parmi les enquêtes FQP, celle de 1993 a été réalisée sur un échantillon nettement plus petit (cf. tableau A12) et l’on obtient plus souvent des paramètres non significatifs. Afin de tenir compte des paramètres non significatifs au seuil de 5 %, les régressions ont été effectuées avec une option éliminant une à une les variables donnant les estimations de paramètres les moins significatives, jusqu’à ce que toutes les variables restantes soient estimées de façon significativement différente de 0 à hauteur de ce seuil (tableau A11). Les rendements moyens obtenus à partir des paramètres estimés dans ce « modèle restreint » sont toujours très proches de ceux obtenus avec le modèle complet initial. Ce sont donc ces derniers qui ont été commentés tout au long de cet article.
Tableau A1
Évolution du coefficient de détermination ajusté (r 2) dans le modèle de rentabilité salariale
Tableau A2
Taux de rentabilité d’une année supplémentaire de formation initiale au point moyen des sous-populations (en %) Données pondérées
Tableau A3
Taux de rentabilité d’une année supplémentaire de formation initiale au point fixe (d = 10 ans, e = 20 ans) (en %) Données pondérées
Tableau A4
Taux de rentabilité d’une année supplémentaire de formation selon la durée de formation initiale pour une durée d’expérience de 20 ans (en %) – Données pondérées
Tableau A5
Taux de rentabilité d’une année supplémentaire de formation selon la durée de formation initiale pour une durée d’expérience nulle (en %) – Données pondérées
