Notes

• [*]
  Economiste, Chargé d’études au Centre d’Etudes et de Recherches sur les Qualifications (Céreq) et Chercheur associé au Laboratoire d’Economie et Sociologie du Travail (LEST). Centre d’Etudes et de Recherches sur les Qualification (Céreq), 10 place de la Joliette, BP 21321, 13 567 Marseille cedex 02, France. Tel. 04 91 13 28 28 E-mail : dupray@cereq.fr Auteur en charge de la correspondance :
• [**]
  Economiste, Maître de Conférence à l’Institut Régional du Travail d’Aix en Provence, Université de la Méditerranée, et Chercheur au Laboratoire d’Economie et Sociologie du Travail (LEST). LEST/CNRS (UMR6123), 35 avenue Jules ferry, 13626 Aix en Provence cédex, France. Tel 04 42 37 85 42 ; mobile 06 17 30 29 89 ; E-mail : stephanie.moullet@univmed.fr Les auteurs remercient la sous-direction des systèmes d’information et des études statistiques de la DGESIP/DGRI pour la mise à disposition des données SISE exploitées dans cet article. Pour leur appui informatique dans la constitution des bases appariées, les auteurs remercient également Bérangère Duplouy et Florence Ryck ainsi que les deux rapporteurs pour leurs remarques et suggestions constructives.
• [1]
  Toutefois, ce désajustement de la correspondance statistique entre niveau de diplôme et niveau d’emploi n’exonère pas d’examiner l’évolution qualitative des emplois [Giret, 2008] même si ces changements ne trouvent pas leur traduction en termes monétaires.
• [2]
  Depuis la formalisation des contextes d’asymétrie d’information en termes de théorie des jeux, on a coutume de parler de filtre (« screening ») lorsque l’agent le moins informé agit en premier et de signalement (« signaling ») lorsqu’à l’inverse celui-ci ne fait que réagir aux actions de l’agent le mieux informé.
• [3]
  Les études montrant la préservation du rendement des diplômes lorsque ceux-ci sont conçus en termes relatifs par rapport à la distribution des diplômes dans l’ensemble d’une génération adoptent implicitement ce cadre d’analyse (Jarousse et Mingat [1986] ; Baudelot et Glaude [1989]).
• [4]
  Dans un essai richement documenté, Maurin [2007] présente plusieurs résultats d’études montrant que ni l’évolution des salaires relatifs en longue période pour un groupe stable en proportion d’une génération (les diplômés de grandes écoles en l’occurrence) ni les comportements de poursuite d’études suite à une décision institutionnelle d’allongement de la scolarité obligatoire ne sont cohérents avec l’hypothèse de la prédominance d’une logique de filtre dans le système éducatif français (relativement à une logique de capital humain).
• [5]
  Le postulat que l’on adopte de manière implicite est que logique de capital humain et logique de filtre se conjuguent (bien plus qu’ils ne s’opposent) dans la reconnaissance marchande des diplômes.
• [6]
  Architecture des études supérieures articulée autour de trois niveaux : la licence (trois ans d’études), le master (cinq ans d’études) et le doctorat obtenu après un travail de recherche d’au moins trois années et la soutenance d’une thèse.
• [7]
  Données issues des fichiers SISE, calculs des auteurs.
• [8]
  Comme le montre Spence [1973, 1974], la proportion des individus identifiée comme la plus productive se réduit avec le rapprochement des coûts de poursuite d’études entre des individus de capacités différentes. En d’autres termes, un équilibre informationnel peut exister tant que le taux auquel le coût de l’investissement dans le signal éducatif décline avec le niveau d’aptitudes est suffisamment élevé [Riley, 2001].
• [9]
  Dans tous les cas, rapprocher les décisions individuelles d’investissement en formation des jeunes de l’espérance de revenu associée à ces investissements se révèle empiriquement fondé. Passant en revue une série de résultats d’études sur la mesure de l’élasticité d’offre d’éducation au salaire, Freeman [1986] montre que celle-ci varie le plus souvent entre 1 et 2. Autrement dit, les choix éducatifs ne s’opèrent pas indépendamment des conditions de rémunération réservées aux diplômés sur le marché du travail. Pour une application récente dans le cas français, voir Beffy, Fougère et Maurel [2009].
• [10]
  Ainsi le taux de chômage des 15-24 ans était d’un peu plus de 18 % en 2000 contre 24,7 % cinq ans plus tôt.
• [11]
  Entre 2000 et 2006, d’après les données PISA, les élèves ont perdu 17 points en compréhension de l’écrit et 15 points en mathématiques (Baudelot, Establet [2009, p. 44]).
• [12]
  Cette question n’a pas lieu d’être soulevée dans l’univers d’information parfaite dans lequel se place la théorie du capital humain. Ainsi, dans le modèle des gains de Mincer, on suppose que l’approximation de l’investissement en capital humain par la durée de la formation est suffisante pour identifier la contribution productive de l’individu à l’entrée sur le marché du travail. En d’autres termes, il est supposé que la rémunération octroyée compense l’individu pour l’investissement réalisé.
• [13]
  A l’image d’un tirage parmi une population dont les valeurs productives respectent une loi uniforme plutôt que Gaussienne.
• [14]
  Certes, on pourrait rétorquer qu’en cas d’incertitude sur la qualité de la main d’œuvre, les entreprises pourraient se saisir des salaires de réservation pour établir un salaire d’efficience ; mais encore faudrait-il que les employeurs soient en capacité d’évaluer la compétence productive du salarié, une fois embauché, ce qui n’est en rien évident à court terme compte tenu de la nature des postes destinés aux diplômés du supérieur.
• [15]
  La première enquête tous niveaux date de 1997 et interrogeait les sortants du système éducatif en 1992.
• [16]
  Ainsi, parmi les sortants en 2004, ils forment plus des trois quarts des candidats qui ont été admis dans l’enseignement supérieur par équivalence, sans le Baccalauréat.
• [17]
  Les licences professionnelles sont alimentées pour plus de la moitié par les titulaires de BTS et par les diplômés d’IUT pour près d’un tiers (Calmand et alii. [2009]).
• [18]
  C’est-à-dire hors santé et étudiants étrangers.
• [19]
  C’est encore le cas de plus de quatre jeunes sur dix sortis au niveau licence et d’un quart des sortants au niveau bac + 5 et ce, pour les deux générations.
• [20]
  Correspondant à la région et au semestre du début de l’emploi considéré.
• [21]
  Effets d’allocation de l’éducation dont plusieurs travaux ont montré l’existence (Dupray [2001] ; Serneels [2008]).
• [22]
  Dès lors que ne pas les introduire dans les régressions fait monter les coefficients des niveaux individuels de diplôme.
• [23]
  On rappelle ici que les caractéristiques de composition introduites dans les régressions sont associées à une nomenclature de formation initiale bien plus détaillée que celle des variables explicatives de diplômes retenues dans les estimations.
• [24]
  Précisons que ces résultats sont conservés si on exclut du champ les détenteurs de doctorat, y compris l’effet du pourcentage d’étrangers dans le diplôme alors même que c’est au doctorat qu’ils sont les plus nombreux.
• [25]
  Remarquons que du point de vue des contextes du marché du travail et de la conjoncture, les situations les plus comparables sont celles de l’emploi à trois ans, elles le sont aussi par l’égalité des temps historiques – mois d’enquête – dans lesquels sont mesurés les salaires alors que les salaires d’embauche au premier emploi se distribuent de manière plus dispersée dans le temps.
• [26]
  Les résultats complets des estimations, non reportés dans cet article, sont disponibles auprès des auteurs.
• [27]
  Seuls les docteurs masculins continuant de percevoir un différentiel de salaire significatif.
• [28]
  Une estimation portant sur les données des deux générations empilées où l’on introduit des effets d’interaction entre une variable dichotomique représentant la génération 2004 et les caractéristiques de composition ne permet pas non plus de trancher dans un sens ou dans l’autre.