Statuts sur le marché du travail

13Pour caractériser la spécificité du marché du travail russe, nous avons défini cinq statuts différents sur le marché du travail.

14

• L’inactivité concerne les individus qui n’ont pas d’emploi – ni formel, ni informel – et qui n’en cherchent pas (les personnes qui déclarent avoir travaillé sur un lopin la semaine précédant la date de l’enquête et qui ne déclarent pas d’autre activité font partie de cette catégorie).
• Le chômage touche les individus en âge de travailler, qui n’ont pas d’emploi mais qui en recherchent un.
• La mono-activité sans changement d’emploi concerne les individus en âge de travailler qui déclarent avoir un emploi unique (dans l’économie formelle ou informelle), dans la même entreprise que l’année précédente.
• La mono-activité avec changement d’emploi s’applique aux individus en âge de travailler qui déclarent un emploi unique et avoir changé d’emploi depuis l’année précédente.
• La pluri-activité vaut pour les individus en âge de travailler qui déclarent avoir deux emplois ou plus dans l’économie formelle, ou un emploi dans l’économie formelle et un (ou plusieurs) emploi(s) dans l’économie informelle (y compris la culture d’un petit jardin).

Arriérés de salaire et congés administratifs

15En ce qui concerne les arriérés de salaires, nous avons distingué les flux des stocks. Nous observons un flux si la personne interrogée n’a pas été payée le mois précédant la date de l’enquête, et un stock si l’entreprise dans laquelle elle travaille lui doit de l’argent au moment de l’enquête. De plus, nous disposons de la durée de la dette (« depuis combien de temps l’entreprise vous doit-elle cet argent ? »), ainsi que son montant. Enfin, une variable nous indique si l’individu a été mis en congé obligatoire non payé durant l’année de référence, ainsi que la durée en jours de ce congé obligatoire.

Variables individuelles

16En plus des variables traditionnelles (ancienneté, nombre d’heures de travail, situation de famille, niveau d’éducation [1], nationalité, etc.) nous avons défini des catégories professionnelles particulières. Dans le RLMS, les emplois sont définis selon les codes de professions ISCO-88 (codes à 4 chiffres). La méthode traditionnelle consiste à agréger chaque catégorie et à utiliser les catégories correspondant au premier chiffre de la classification. Cependant, cette classification internationale ne couvre pas réellement la hiérarchie professionnelle russe. De manière à tenir compte le mieux possible de la spécificité russe, nous avons redéfini les catégories professionnelles [2] :

• les catégories ISCO relatives aux managers, travailleurs agricoles, ouvriers non qualifiés (emplois élémentaires) et aux forces armées sont maintenues ;
• parmi les professions libérales (la deuxième catégorie ISCO-88), nous avons distingué l’intelligentsia et les ingénieurs. La catégorie correspondant à l’intelligentsia a été construite pour les individus ayant une profession intellectuelle;
• la troisième catégorie ISCO (techniciens) a été divisée dans le but de séparer les fonctionnaires et les employés du commerce et de la finance;
• notre catégorie d’employés regroupe les catégories ISCO employés et salariés des services, les employés de commerce et de la finance étant, eux, exclus ;
• finalement, notre catégorie de travailleurs manuels correspond aux septième et huitième catégories ISCO (ouvriers, artisans, opérateurs, assembleurs), les chauffeurs formant une catégorie à part.

Variables du ménage

17Parmi les variables relatives au ménage, nous avons construit une variable correspondant au nombre d’enfants (âgés de moins de 18 ans) et une autre correspondant au nombre de personnes âgées (plus de 55 ans pour les femmes et plus de 60 ans pour les hommes) vivant sous le même toit, le répondant ayant été exclu. Les dépenses par tête permettent de donner une approximation du niveau de vie du ménage [3].

Variables d’entreprise

18Les variables ayant trait à la situation de l’entreprise sont peu nombreuses. Une question de l’enquête concerne la taille de l’entreprise, mais trop peu de personnes y ont répondu, nous n’avons donc pas pu l’utiliser dans notre travail empirique. De plus, nous ne disposions pas des variables de secteurs qui n’étaient pas encore disponibles. Nous avons défini quatre variables muettes correspondant à la forme de propriété de l’entreprise : étrangère, publique, semi-publique et privée. L’individu appartient à une entreprise étrangère si cette entreprise est détenue ou codétenue par un étranger. La firme est semi-publique lorsqu’elle est en partie détenue par le gouvernement russe, en partie par une personne privée russe, enfin l’entreprise est publique lorsqu’elle appartient en totalité à l’État.

19Finalement, nous avons distingué huit variables muettes de région : les villes de Moscou et de Saint-Pétersbourg, la région du Nord-Ouest, la région centrale, la Volga Vyatski et le bassin de la Volga, l’Oural, le Caucase, la Sibérie occidentale et la Sibérie orientale.

20Nous avons également opéré une distinction entre les ménages urbains ou semi-urbains et les ménages ruraux. L’annexe 1 fournit la définition de toutes les variables utilisées [1].

Stabilité de la participation

21Les taux de participation et d’emploi sont relativement stables sur la période 1994-1996 (tableau 1), augmentant légèrement de 1994 à 1995, puis diminuant de 1995 à 1996. Le taux de chômage, lui, progresse régulièrement. Soulignons que le nombre d’actifs est très élevé en Russie et que le taux d’activité féminin demeure élevé par rapport aux normes occidentales [2].

Tableau 1.

Évolution de l’activité par sexe, 1994-1996

Tableau 1. Évolution de l’activité par sexe, 1994-1996 (en %) Total Hommes Femmes 1994 1995 1996 1994 1995 1996 1994 1995 1996 Taux d’activité......... 4,9 86,3 84,5 6,4 87,6 85,1 3,5 85,1 83,9 Taux d’emploia....... 9,7 81,2 78,0 1,6 82,8 78,7 7,8 79,7 77,4 Taux de chômage..... ,1 5,9 7,7 ,5 5,4 7,5 ,8 6,4 7,8 a Taux d’emploi : population ayant un emploi/population en âge de travailler. Source : RLMS, calculs des auteurs.

Évolution de l’activité par sexe, 1994-1996

22Cependant, cette stabilité des taux de participation et d’emploi n’est qu’ap-parente. Si l’on utilise le statut de l’emploi, qui est sans doute plus pertinent pour décrire le marché du travail russe, le taux de renouvellement de la main-d’œuvre devient plus important, comme le reflète le tableau 2.

Tableau 2.

Structure de la population selon le statut sur le marché du travail par sexe,

Tableau 2. Structure de la population selon le statut sur le marché du travail par sexe, 1994-1996 (en %) Total Hommes Femmes 1994 1995 1996 1994 1995 1996 1994 1995 1996 Inactivité..................... 15,4 13,9 15,7 13,9 12,7 15,1 16,7 15,1 16,3 Chômage..................... 5,3 5,2 6,5 4,8 4,8 6,4 5,7 5,5 6,6 Mono-emploi.............. 56,9 52,9 53,4 48,8 60,1 56,6 Changement d’emploi dans l’année................ 61,3a 6,6 1,8 58,4a 7,5 8,4 63,9a 5,7 7,3 Pluri-activité................ 18,1 17,5 17,1 22,9 21,7 21,3 13,7 13,7 13,1 Total............................ 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 a : mono-emploi et changement d’emploi dans l’année. Source : RLMS, calculs des auteurs.

Structure de la population selon le statut sur le marché du travail par sexe,

23On retrouve la stabilité du nombre d’inactifs et de chômeurs : la part des individus inactifs se stabilise autour de 15 %, celle des chômeurs autour de 5 à 6 %. Compte tenu de la chute massive de la production (– 11 % sur la période [1] ), cette stabilité est surprenante. Le nombre de personnes travaillant dans un seul emploi décroît rapidement : de 57 % en 1995 à 53 % un an plus tard [2]. De plus, chaque année, une part importante de la population change d’emploi : environ 7 %. Enfin, le phénomène de pluri-activité, qui concerne 17 % de la population en âge de travailler en 1996, est sans doute l’une des particularités les plus notables du marché du travail de la Russie en transition.

24Le tableau 3 met en évidence la mobilité, en exploitant des données de flux à partir du statut de travailleur mono-employé. Une fois encore, l’apparente stabilité des comportements est infirmée. Un quart des mono-employés changent de statut : plus de 10 % ont changé d’entreprise, environ 6 % s’engagent dans une activité secondaire [3], une part plus faible rejoint les inactifs ou les chômeurs.

Arriérés, congés sans solde et participation

25Le stock d’arriérés de salaire a crû fortement sur la période (tableau 4). Depuis 1995, plus de la moitié de la population active occupée est concernée par les arriérés. En 1996, cette proportion a atteint les deux tiers [4]. En comparaison, les congés administratifs affectent une part relativement faible et décroissante des actifs occupés.

Tableau 3.

Évolution des différents statuts sur le marché du travail, 1995-1996

Tableau 3. Évolution des différents statuts sur le marché du travail, 1995-1996 (parmi les personnes ayant un seul emploi l’année précédente) (en %) 1995 1996 Inactivité........................................................... 3,41 5,25 Chômage........................................................... 2,39 3,43 Mono-emploi..................................................... 77,31 73,32 Changement d’emploi dans l’année................. 10,73 12,41 Pluri-activité...................................................... 6,15 5,59 Nombre d’observations..................................... 1 966 2 039 Source : RLMS, calculs des auteurs.

Évolution des différents statuts sur le marché du travail, 1995-1996

26Le montant moyen du stock individuel d’arriérés a baissé de 30 % entre 1994 et 1995; en revanche, il a doublé entre 1995 et 1996 (tableau 5) [1]. La durée de la créance s’est allongée régulièrement, pour atteindre en moyenne pas loin de quatre mois en 1996. La durée moyenne des congés administratifs reste assez élevée, 50 jours environ en 1996.
Les arriérés et congés sans solde jouent un rôle clé sur la mobilité : après avoir subi les uns ou les autres, un tiers des individus modifie leur comportement d’activité. Comme on le voit dans le tableau 6, ceux qui ne sont pas touchés par les arriérés ou les congés conservent davantage leur emploi (respectivement 76 % et 77 %, contre 73 % et 70 % s’ils sont affectés par les uns ou par les autres). Les salariés confrontés aux arriérés et aux congés réagissent en changeant d’emploi ou en s’engageant dans une activité secondaire. Deux comportements distincts semblent se dessiner, les salariés ayant connu un congé administratif changent plus souvent d’entreprise que ceux qui subissent des arriérés de salaire (respectivement 16 % et 13 %).

Tableau 4.

Évolution des flux et stocks d’arriérés de salaire, 1994-1996

Tableau 4. Évolution des flux et stocks d’arriérés de salaire, 1994-1996 (au sein de la population active occupée) (en %) 1994 1995 1996 Arriérés de salaire : flux........................... 22,1 27,1 36,2 Arriérés de salaire : stocks........................ 47,8 50,4 64,8 Congés obligatoires sans solde................. 13,0 7,0 8,3 Source : RLMS, calculs des auteurs.

Évolution des flux et stocks d’arriérés de salaire, 1994-1996

Tableau 5.

Montant moyen du stock individuel d’arriérés, durée moyenne de la créance

Tableau 5. Montant moyen du stock individuel d’arriérés, durée moyenne de la créance et des congés 1994-1996 (parmi les salariés touchés) 1994 1995 1996 Montant du stock d’arriérés (en roubles constants, base 1994)................................ 338 433 237 961 475 687 Durée de la créance (en mois)................... 2,9 3,1 3,8 Durée des congés obligatoires (en jours).. 38,5 59,0 50,1 Source : RLMS, calculs des auteurs.

Montant moyen du stock individuel d’arriérés, durée moyenne de la créance

Tableau 6.

Mobilité à partir du statut de salarié mono-employé en 1996 :

Tableau 6. Mobilité à partir du statut de salarié mono-employé en 1996 : impact des congés sans solde et des arriérés de salaire Touché par les arriérés Touché par les congés de salaire sans solde oui non oui non Inactivité............................................. 5,2 3,8 6,2 4,3 Chômage............................................. 3,0 2,5 2,3 2,7 Mono-emploi...................................... 72,9 77,3 69,8 75,8 Changement d’emploi dans l’année... 12,7 11,3 15,5 11,6 Pluri-activité....................................... 6,2 5,2 6,2 5,6 Nombre d’observations...................... 882 1 040 129 1 798 Source : RLMS, calculs des auteurs.

Mobilité à partir du statut de salarié mono-employé en 1996 :

27Une analyse multivariée va nous permettre d’isoler l’impact des arriérés de salaire et des congés sur la mobilité. La procédure d’estimation est décrite dans la section suivante.

À travailleurs différents, ajustements différents

40Les travailleurs en butte aux arriérés de salaire ou aux congés obligatoires ne présentent pas les mêmes caractéristiques individuelles. Les femmes ont moins de risques de subir des arriérés de salaires en 1994 (1995), mais cette différence de vulnérabilité selon le sexe disparaît en 1996. En revanche, les femmes sont davantage concernées que les hommes par les congés sans solde obligatoires. Cette discrimination sexuelle, si tant est qu’elle existe, décroît dans le temps. La probabilité de faire l’expérience d’arriérés ou de congés dépend fortement de la région de résidence. Néanmoins, les disparités régionales constatées pour les congés sans solde diffèrent de celles des arriérés : les habitants de Moscou et de Saint-Pétersbourg ont une probabilité plus forte de connaître des congés administratifs, alors qu’ils ont une probabilité plus faible d’être confrontés à des arriérés de salaires. Les disparités régionales se creusent avec le temps, atteignant plus de 30 % en 1996, quand les Moscovites ont 12 % moins de chance de subir des arriérés, alors qu’en Sibérie occidentale et dans le Nord-Ouest la probabilité est de 20 % supérieure. De même, la taille de l’unité urbaine joue un rôle important, les actifs urbains ayant significativement moins de chances d’être victimes d’arriérés. La disponibilité d’emplois alternatifs dans les villes réduit vraisemblablement la probabilité de rester dans son entreprise quand on n’est pas payé. D’un autre côté, les ruraux ont une plus grande probabilité d’être mis en congés forcés.

41Concernant les variables professionnelles, le métier joue un rôle significatif, particulièrement en 1996. Commerciaux et financiers, managers et employés ont plus de chances de ne pas être touchés par les arriérés. Les ingénieurs (catégorie de référence) ont plus de risque d’être mis en chômage technique. L’intelligentsia, les salariés du commerce et de la finance, les agriculteurs, les techniciens, les employés et les ouvriers sans qualification ont une probabilité inférieure de connaître des congés sans solde, d’environ 5 %.

Le capital humain ne protège pas les travailleurs

42Les qualifications générales, mesurées par l’éducation et l’ancienneté [1], ne protègent les travailleurs, ni des arriérés de salaire, ni des congés administratifs. L’éducation n’a pas d’effet significatif sur la probabilité de subir des arriérés en 1994 et en 1995. Les diplômés de l’enseignement supérieur ont, seulement en 1996, significativement moins de risques d’avoir des arriérés. De façon générale, le niveau d’éducation n’affecte pas la probabilité d’être mis en congés sans solde. L’expérience accroît, en 1994, la probabilité de ne pas avoir été payé, elle n’a plus d’effet significatif les années suivantes, de même qu’elle n’affecte pas la probabilité d’être mis en chômage technique.

43L’ancienneté dans l’entreprise accroît significativement la probabilité de connaître des arriérés de salaire ou des congés administratifs ; le capital humain spécifique à l’entreprise accroît donc la vulnérabilité au non-paiement. Ce résultat conforte l’idée qu’en raison de la dévalorisation des qualifications acquises au cours de la période socialiste (voir, par exemple, Katz [1994]; Pascal [1999]), les travailleurs aux qualifications obsolètes ont moins de chances de trouver un emploi alternatif. Ils sont donc plus attachés à leur entreprise pour laquelle ils ont des qualifications spécifiques et, leur pouvoir de négociation étant faible, ils ont une plus grande probabilité d’être affectés par des arriérés de salaire et les congés sans solde [2]. Du côté de la demande de travail, on peut en effet penser que les dirigeants des entreprises allouent les arriérés aux travailleurs qui sont « liés » à l’entreprise, et qui continuent à travailler en dépit de leurs arriérés. Ce résultat permet de nuancer l’idée selon laquelle les insiders contrôlent les entreprises. À défaut, les insiders s’assureraient un emploi, et en échange ils « accepteraient » de ne pas être toujours payés à temps.

Différents ajustements selon la propriété de l’entreprise

44Le type de propriété de l’établissement influence la probabilité de connaître des arriérés de salaire et des congés sans solde. Alors que les arriérés touchent davantage les salariés du secteur public, la probabilité d’être mis en congé administratif est significativement inférieure dans ces établissements. En 1996, les salariés du public ont 7,5 % plus de risque d’être affectés par des arriérés que les salariés du secteur privé, alors qu’ils en ont 4,5 % moins d’être mis en congé sans solde. Un ajustement par les quantités a donc lieu dans les entreprises privées tandis qu’on constate qu’un ajustement par les prix s’instaure dans les établissements publics.

Cumul des désavantages

45La substitution entre salaire et biens en nature apparaît clairement : avoir reçu des biens en nature en guise de paiement dans les trente derniers jours accroît la probabilité de subir des arriérés. Cette substitution n’a pas lieu dans le cas des congés sans solde, la seule « rémunération » demeurant les avantages sociaux liés à l’appartenance à l’entreprise, comme le logement, les crèches ou les services médicaux.

46Le pouvoir explicatif du modèle s’accroît lorsqu’on introduit les variables sur les arriérés antérieurs comme variables indépendantes (modèle 2 [1] ). Ces variables sont introduites pour tester l’hypothèse d’une « trappe à arriérés » : ne pas être payé dans le passé accroît la probabilité de continuer à connaître des arriérés, jusqu’à 38 % en 1995. Avoir connu des arriérés en 1995 accroît la probabilité d’en connaître à nouveau en 1996 de 30 %, ne pas avoir été payé deux ans auparavant l’accroît de 10 %.

47Enfin, il existe une corrélation entre les congés obligatoires et les arriérés. Toutes choses égales par ailleurs, avoir connu un congé administratif augmente de 27 % la probabilité d’être aussi confronté à des arriérés de salaire la même année, en 1994, de 39 % en 1995, et de 43 % en 1996. Les salariés faisant face à des arriérés et/ou à des congés non rémunérés ont de forts risques de combiner les désavantages, sur une longue période.

L’investissement dans son travail réduit la vulnérabilité

48L’influence de l’intensité de travail sur la vulnérabilité aux arriérés a été estimée grâce à la mobilisation des flux d’arriérés comme variable expliquée. Dans le tableau 9, le nombre d’heures travaillées le mois précédent a un impact significativement négatif sur la probabilité de ne pas être payé à la fin de ce mois en 1994 et 1995 : moins les travailleurs s’investissent dans leur travail, plus ils ont des risques de subir des arriérés.

49La vulnérabilité aux arriérés dépend également de l’engagement dans un emploi additionnel, les heures de travail étant contrôlées. Cependant, l’effet dépend du type de cette activité additionnelle. Ainsi, alors qu’avoir une activité informelle ou un emploi secondaire n’accroît pas la vulnérabilité aux arriérés dans l’emploi principal, travailler sur un lopin de terre individuel l’augmente significativement, à la fois en 1994 et en 1996.

50Sur la période la vulnérabilité aux arriérés dépend de plus en plus de la propriété de l’organisation, de la profession et des diplômes. Les inégalités régionales s’accroissent également, confirmant que la situation économique locale joue un rôle décisif dans le non-paiement des salaires. Pour résumer, les facteurs d’offre ne détiennent pas de rôle clé dans la répartition des arriérés, à l’exception de l’ancienneté.

Tableau 8.

Probabilité de ne pas être payé le mois dernier (modèle 3) : 1994-1996

Tableau 8. Probabilité de ne pas être payé le mois dernier (modèle 3) : 1994-1996 1994 1995 1996 Coef. DF/DX T de Coef. DF/DX T de Coef. DF/DX T de Student Student Student Femme – 0,239 – 0,064 – 2,860 – 0,144 – 0,043 – 1,650 – 0,136 – 0,049 – 1,610 Caucasien – 0,419 – 0,093 – 1,530 0,030 0,009 0,130 – 0,111 – 0,039 – 0,420 Balte – 0,101 – 0,026 – 0,570 – 0,015 – 0,005 – 0,090 – 0,353 – 0,116 – 1,980 Asiatique – 0,358 – 0,082 – 1,570 – 0,431 – 0,109 – 1,780 0,146 0,054 0,610 Niveau secondaire 0,051 0,014 0,370 0,002 0,000 0,010 – 0,139 – 0,048 – 0,890 Niveau supérieur – 0,028 – 0,008 – 0,340 – 0,038 – 0,011 – 0,420 – 0,277 – 0,099 – 3,180 Expérience 0,000 0,000 0,030 0,010 0,003 2,310 0,000 0,000 0,110 Ancienneté 0,002 0,000 0,340 – 0,002 0,000 – 0,350 0,000 0,000 0,070 Couple – 0,030 – 0,008 – 0,320 – 0,097 – 0,030 – 1,010 0,057 0,021 0,610 Nbr. d’enfants 0,035 0,009 0,960 – 0,019 – 0,006 – 0,470 – 0,015 – 0,005 – 0,360 Nbr. de pers. âgées 0,147 0,040 2,350 0,019 0,006 0,290 0,166 0,060 2,610 Dépenses par tête – 0,063 – 0,017 – 5,080 – 0,020 – 0,006 – 1,860 – 0,024 – 0,009 – 2,160 Biens en nature 0,023 0,006 0,370 0,063 0,019 2,000 0,046 0,017 2,650 Heures de travail – 0,001 0,000 – 1,310 – 0,002 – 0,001 – 3,230 – 0,002 – 0,001 – 2,560 Lopin 0,203 0,058 2,050 – 0,006 – 0,002 – 0,070 0,180 0,066 2,260 Emploi secondaire – 0,084 – 0,023 – 0,470 0,398 0,120 1,980 0,117 0,042 0,690 Activité informelle 0,106 0,029 0,820 – 0,053 – 0,016 – 0,370 0,137 0,050 0,930 Directeur 0,184 0,053 0,660 0,499 0,172 2,210 – 0,409 – 0,132 – 1,230 Intelligentsia – 0,321 – 0,077 – 1,740 0,018 0,005 0,090 0,017 0,006 0,100 Ouvrier 0,153 0,042 0,940 0,363 0,115 1,920 – 0,134 – 0,048 – 0,790 Fonctionnaire 0,107 0,030 0,470 0,197 0,063 0,770 – 0,208 – 0,071 – 0,870 Commerce- finance – 0,072 – 0,019 – 0,340 0,178 0,057 0,710 – 0,404 – 0,132 – 1,800 Technicien 0,170 0,049 0,980 0,291 0,095 1,440 0,159 0,059 0,860 Employé 0,099 0,028 0,520 0,265 0,086 1,260 – 0,342 – 0,114 – 1,720 Agriculteur 0,309 0,093 1,590 0,731 0,261 3,230 0,062 0,022 0,290 Prof. élémentaire 0,345 0,104 1,780 0,382 0,128 1,780 0,247 0,093 1,220 Conducteur 0,293 0,088 1,470 0,622 0,218 2,800 – 0,061 – 0,022 – 0,270 Parts étrangères – 0,336 – 0,078 – 1,400 0,263 0,086 1,290 – 0,246 – 0,083 – 1,020 Public 0,025 0,007 0,290 0,219 0,065 2,400 0,241 0,086 2,650 Semi-public – 0,097 – 0,025 – 0,900 0,029 0,009 0,260 0,051 0,019 0,440 Moscou - Saint Pétersbourg – 0,164 – 0,041 – 0,960 – 0,266 – 0,073 – 1,490 – 0,274 – 0,093 – 1,650 Nord-Ouest 0,454 0,142 3,260 0,171 0,054 1,130 0,043 0,016 0,280 Volga 0,079 0,022 0,740 0,391 0,127 3,530 0,443 0,167 3,930 Caucase 0,043 0,012 0,340 0,289 0,094 2,220 0,416 0,158 3,160 Oural 0,009 0,002 0,080 0,033 0,010 0,280 – 0,063 – 0,023 – 0,520 Sibérie occidentale 0,479 0,149 3,840 0,568 0,196 4,320 0,329 0,124 2,440 Sibérie orientale 0,389 0,119 2,990 0,077 0,024 0,550 0,399 0,152 2,880 Urbain – 0,332 – 0,096 – 3,690 – 0,283 – 0,089 – 3,110 – 0,301 – 0,111 – 3,210 Congés 0,258 0,075 2,640 0,360 0,120 2,850 0,249 0,093 2,070 Arriérés en 1994 0,745 0,226 10,530 0,127 0,046 1,670 Arriérés en 1995 0,456 0,163 5,950 Constante – 0,274 – 0,551 – 1,754 – 3,057 – 0,723 – 2,797 Nombre d’observations 2 133 1 929 1 717 Pseudo R2 0,100 0,155 0,153 Les variables de référence sont : nationalité slave, niveau d’éducation primaire, ingénieur, entreprise privée, région Centre et zone rurale. Les variables en gras sont significatives à 90 %. Source : RLMS.

Probabilité de ne pas être payé le mois dernier (modèle 3) : 1994-1996

Tableau 9.

Probabilité d’avoir eu des congés sans solde obligatoires (modèle 4),

Tableau 9. Probabilité d’avoir eu des congés sans solde obligatoires (modèle 4), 1994-1996 1994 1995 1996 T de T de T de Coef. DF/DX Student Coef. DF/DX Student Coef. DF/DX Student Femme 0,449 0,080 5,152 0,437 0,045 4,150 0,246 0,029 2,492 Caucasien – 0,091 – 0,015 – 0,333 0,372 0,051 1,325 0,358 0,055 1,274 Balte 0,130 0,025 0,720 0,028 0,003 0,121 – 0,144 – 0,015 – 0,614 Asiatique 0,599 0,147 3,039 0,355 0,048 1,429 0,278 0,040 1,162 Niveau secondaire – 0,095 – 0,016 – 0,623 0,339 0,045 2,118 – 0,006 – 0,001 – 0,035 Niveau supérieur – 0,027 – 0,005 – 0,295 0,020 0,002 0,180 – 0,131 – 0,016 – 1,233 Expérience 0,004 0,001 0,935 0,002 0,000 0,310 0,004 0,000 0,719 Ancienneté 0,013 0,002 2,706 0,018 0,002 3,294 0,010 0,001 1,886 Couple – 0,022 – 0,004 – 0,224 – 0,085 – 0,009 – 0,758 0,086 0,010 0,762 Nbr. d’enfants – 0,108 – 0,019 – 2,557 – 0,008 – 0,001 – 0,162 – 0,005 – 0,001 – 0,096 Nbr. de pers. âgées – 0,013 – 0,002 – 0,187 – 0,056 – 0,006 – 0,667 0,009 0,001 0,113 Dépenses par tête – 0,025 – 0,004 – 2,025 0,004 0,000 0,346 – 0,028 – 0,003 – 1,533 Biens en nature – 0,040 – 0,007 – 0,486 0,029 0,003 0,806 0,028 0,003 1,427 Directeur – 0,764 – 0,083 – 1,990 – 0,526 – 0,037 – 1,763 – 0,767 – 0,051 – 2,040 Intelligentsia – 0,250 – 0,039 – 1,411 – 0,412 – 0,033 – 1,739 – 1,032 – 0,071 – 4,988 Ouvrier 0,135 0,025 0,839 0,052 0,005 0,258 – 0,382 – 0,040 – 2,197 Fonctionnaire 0,115 0,022 0,499 – 0,008 – 0,001 – 0,027 – 0,602 – 0,046 – 2,238 Commerce- finance – 0,268 – 0,041 – 1,249 – 0,189 – 0,017 – 0,739 – 1,024 – 0,062 – 3,967 Technicien – 0,232 – 0,037 – 1,323 – 0,498 – 0,038 – 2,162 – 0,835 – 0,061 – 4,082 Employé – 0,188 – 0,030 – 0,972 – 0,015 – 0,002 – 0,070 – 0,731 – 0,055 – 3,458 Agriculteur – 0,118 – 0,020 – 0,552 – 0,643 – 0,042 – 2,118 – 1,082 – 0,065 – 4,115 Prof. élémentaire – 0,245 – 0,038 – 1,184 – 0,212 – 0,019 – 0,876 – 0,781 – 0,056 – 3,444 Conducteur 0,300 0,062 1,414 0,143 0,016 0,555 – 0,575 – 0,045 – 2,275 Parts étrangères 0,075 0,014 0,367 0,068 0,007 0,313 – 0,395 – 0,035 – 1,435 Public – 0,401 – 0,075 – 4,345 – 0,463 – 0,053 – 4,404 – 0,353 – 0,045 – 3,451 Semi-public – 0,028 – 0,005 – 0,257 – 0,119 – 0,012 – 0,952 – 0,155 – 0,017 – 1,250 Moscou - St-Pétersbourg – 0,180 – 0,029 – 1,110 0,123 0,014 0,711 0,308 0,045 1,771 Nord-Ouest – 0,477 – 0,065 – 2,695 – 0,519 – 0,037 – 2,338 – 0,423 – 0,038 – 1,868 Volga – 0,012 – 0,002 – 0,106 – 0,153 – 0,015 – 1,074 0,129 0,016 0,941 Caucase 0,105 0,020 0,773 0,063 0,007 0,389 0,339 0,049 2,151 Oural 0,015 0,003 0,134 – 0,012 – 0,001 – 0,087 0,116 0,015 0,826 Sibérie occidentale – 0,224 – 0,035 – 1,560 – 0,362 – 0,030 – 1,954 0,045 0,005 0,264 Sibérie orientale 0,004 0,001 0,025 0,092 0,010 0,557 – 0,205 – 0,021 – 1,039 urbain 0,376 0,059 3,829 0,069 0,007 0,574 0,230 0,025 1,947 Arriérés en 95 0,621 0,113 8,375 0,443 0,047 4,909 0,490 0,053 4,848 Constante – 2,137 – 7,233 – 2,209 – 6,099 – 1,679 – 4,750 Nombre d’observations 2 419 2 381 2 287 Pseudo R2 0,121 0,120 0,115 Les variables de référence sont : nationalité slave, niveau d’éducation primaire, ingénieur, entreprise privée, région Centre et zone rurale. Les variables en gras sont significatives à 90 %. Source : RLMS.

Probabilité d’avoir eu des congés sans solde obligatoires (modèle 4),

51Nous devons maintenant compléter l’analyse en observant la relation entre arriérés de salaire et mobilité. Pour cela, nous estimons un modèle logit multinomial. Les principaux résultats sont présentés dans la section suivante.

Le mode de participation au marché du travail dépend des caractéristiques individuelles

54Les comportements en matière de participation varient en fonction des caractéristiques individuelles. Le fait d’être une femme, par exemple, augmente d’environ 7 % en 1995 (6 % en 1996) la probabilité de rester dans son emploi. En revanche, les femmes ont une probabilité plus faible de changer d’emploi (– 3 % en 1995, – 4 % en 1996) ou de s’engager dans une activité additionnelle (– 4 % en 1995, – 3 % en 1996). Les femmes sont, par conséquent, beaucoup moins mobiles que les hommes. Nous retrouvons ici un résultat traditionnel, puisque que la mobilité des femmes est souvent contrainte par leurs responsabilités domestiques et familiales. En revanche, il est important de noter que le sexe n’influence pas la probabilité de se trouver au chômage ou inactif.

55Si l’on se penche maintenant sur les variables de ménage, on constate que le fait de vivre en couple a un impact positif significatif sur la probabilité de rester dans l’entreprise en 1996 et un impact négatif sur les probabilités de changer d’emploi ou de s’engager dans une activité supplémentaire. Le nombre d’enfants de moins de 18 ans n’a pas d’effet sur les différentes probabilités, tandis que le nombre de personnes âgées influence positivement l’inactivité et négativement la probabilité d’être pluri-actif. Les individus montrent davantage d’aversion pour le risque quand ils ont des charges familiales.

56Les comportements de participation dépendent aussi de la région de résidence. Le fait de vivre à Moscou ou à Saint-Pétersbourg augmente, par exemple, la probabilité de combiner plusieurs activités en 1996, ainsi que de changer d’emploi. Le dynamisme observé dans la demande de travail semble clairement favoriser la pluri-activité et la mobilité sur le marché du travail.

Comment utiliser au mieux son capital humain ?

57Au regard des variables de capital humain, l’effet du niveau d’éducation semble peu influencer la mobilité. Les individus ayant une éducation primaire ont une forte probabilité de rester dans leur entreprise, vraisemblablement car ils ont peu d’opportunités alternatives sur le marché. Les diplômés du supérieur ne semblent pas avoir de comportement d’activité spécifique sur la période étudiée [1], hormis une plus faible tendance à la pluri-activité. Cette immobilité relative des plus éduqués semble être une des caractéristiques du marché du travail de la Russie en transition : habituellement, les diplômés des universités ont une mobilité plus importante que les moins éduqués, dans la mesure où ils ont des alternatives d’emploi plus variables mais potentiellement plus lucratives (Johnson [1979]).

58L’expérience et l’ancienneté ont un effet proche sur les différents types de participation au marché du travail. L’ancienneté influence négativement la probabilité de changer d’entreprise, tandis qu’elle augmente celle d’y rester. L’expérience influence négativement la probabilité de changer d’entreprise, mais aussi celle de s’engager dans une activité additionnelle. Ainsi, l’investissement en capital humain, qu’il soit spécifique (ancienneté) ou général (expérience) réduit la mobilité sur le marché du travail.

59La mobilité dépend fortement du type de propriété de l’entreprise La forme de propriété de l’entreprise dans laquelle l’individu travaille influence fortement les comportements en matière de participation : premièrement, les individus travaillant dans des entreprises privées (qui constituent la référence) ont une plus grande probabilité de se trouver au chômage que les autres en 1995, et que les travailleurs des entreprises publiques en 1996. En 1995, le fait de travailler dans une entreprise publique ou semi-publique diminue significativement la probabilité de sortir du marché du travail (probabilité de devenir inactif : – 2 %, chômeur : – 1,5 %). De plus, en 1995, le fait de travailler dans une entreprise publique ou semi-publique augmente d’environ 9,5 % la probabilité de rester dans la même entreprise etdiminue d’environ 5 % celle de changer d’établissement. En 1996, travailler dans un établissement public conserve un effet significativement négatif sur la probabilité de changer d’entreprise.

60Ce résultat appelle deux interprétations : soit les travailleurs des entreprises publiques sont plus attachés à leur entreprise que ceux du privé (explication du côté de l’offre de travail), soit les entreprises publiques sont plus réticentes à se séparer de leur main-d’œuvre (explication du côté de la demande de travail). On peut en effet supposer que les directeurs des entreprises publiques continuent à pratiquer des rétentions de main-d’œuvre afin de répondre aux aléas du marché [1]. Le maintien des anciens dirigeants d’entreprise contribue à l’inertie des comportements sur le marché du travail, dans la mesure où, non habitués aux relations marchandes, ils éprouvent de l’aversion pour le risque. Ces deux explications (côté offre et demande) se renforcent mutuellement, l’aversion au risque des salariés étant entretenue par celle des employeurs.

61Différents ajustements, différentes réactions sur le marché du travail La généralisation des arriérés de salaires et des congés administratifs a poussé les individus à réagir, l’influence des congés ne commençant à être significative qu’en 1996. Les arriérés de salaire diminuent la probabilité de rester dans la même entreprise (– 7,8 % en 1995 et – 6,8 % en 1996), la désutilité du travail augmentant avec le non-paiement du salaire.

62Encore une fois, les réactions des individus aux deux formes d’ajustement que sont les arriérés de salaire et les congés sans solde sont différentes. En 1996, les individus confrontés à des arriérés de salaire ont une probabilité plus grande de s’engager dans une activité additionnelle (+ 1,8 %), tandis que les travailleurs en butte à des congés sans solde ont 7,5 % plus de chances de changer d’entreprise.

63Pour les salariés qui subissent des arriérés de salaire, la réallocation du travail s’effectue, non pas par le départ de l’entreprise, mais par l’engagement dans une activité supplémentaire, donc à travers une réallocation des heures travaillées. Le nombre d’heures travaillées dans le premier emploi est en effet inférieur quand les personnes ont un double emploi (annexe 2). Cette réallocation des heures est néanmoins faible : le nombre moyen d’heures travaillées varie peu selon que les travailleurs sont ou non touchés par les arriérés (à l’exception de l’année 1995).

64La durée et le montant de la créance ont des effets opposés. En effet, la durée de la créance a un effet significativement négatif sur la probabilité de rester dans la même entreprise. Le montant du stock d’arriérés a plutôt un effet positif sur la probabilité de rester dans l’entreprise, bien que le coefficient ne soit pas significativement différent de zéro. Comme le versement des salaires non payés ne peut se faire que si les travailleurs restent dans l’entreprise, plus l’entreprise doit de l’argent, plus les travailleurs espèrent le recevoir en restant dans l’entreprise. La durée des congés, elle, a un effet significativement positif sur la probabilité de changer d’entreprise en 1996.

65À court terme, les arriérés contraignent vraiment les décisions de participation des travailleurs, dans la mesure où ils engendrent de forts coûts de mobilité (les salariés perdent là la fois leurs avantages sociaux et leur créance s’ils changent d’entreprise). À moyen terme, l’espoir d’un versement des sommes dues s’atténue, au point que les travailleurs préfèrent quitter leur emploi. Comme les coûts de mobilité sont inférieurs dans le cas des congés sans solde (il n’y a pas de créance à perdre), l’offre de travail se trouve moins contrainte que dans le cas des arriérés.