1. Introduction

1 Les Français présentent la particularité de déclarer des niveaux de confiance interpersonnelle faibles (23 % selon le World Value Survey de 2014). Ce chiffre, nettement plus bas que la plupart des pays développés, contraste avec les déclarations des habitants des pays du nord de l’Europe (50 % voire plus). Selon Algan et Cahuc [2007], les faibles niveaux de confiance observables en France apparaissent plus fortement reliés au contexte institutionnel qu’aux effets de composition de la population. Un ensemble de travaux théoriques et empiriques vise à expliquer les évolutions institutionnelles à l’aune des attitudes sociales des populations. Le marché du travail et ses modes de régulation apparaissent ainsi au cœur de l’analyse. En corollaire, la qualité des relations sociales au sein des entreprises apparaît, elle-aussi, comme un élément clef des évolutions institutionnelles : taux de syndicalisation, qualité du dialogue social et qualité des relations professionnelles sont reliés aux modes de régulation des salaires, de la protection de l’emploi, des allocations chômage (Algan et Cahuc [2009] ; Aghion et al. [2010] ; Alessina et Giuliano [2013] ; Algan et Cahuc [2013] ; Algan et al. [2016]).

2 Il se pourrait pourtant qu’une partie des corrélations observées entre qualité du lien social et institutions soient le fait d’une causalité inverse, une question à laquelle les travaux économétriques peinent à répondre avec robustesse malgré l’utilisation de variables instrumentales. Se peut-il que certains designs institutionnels soient davantage propices à l’émergence de niveaux de confiance interpersonnelle élevés (Rothstein [2005] ; Rothstein et Stolle [2008]) ? Parmi les mécanismes explicatifs à l’œuvre, l’influence des institutions sur les inégalités internes au pays apparaît majeure, comme en témoigne le modèle multivarié estimé par Rothstein et Uslaner [2005]. Ces auteurs s’étonnent du fait que ce facteur explicatif soit si peu étudié dans ce contexte. Ainsi on omettrait de remettre en cause l’action gouvernementale dans l’émergence d’un phénomène perçu à tort comme « culturel » (et donc exogène à son action).

3 Notre étude expérimentale se situe dans ce questionnement scientifique. Elle vise à apporter un éclairage original sur la causalité entre les mécanismes de sécurisation des revenus et les attitudes pro-sociales. Nous nous situons dans un contexte d’inégalités contractuelles sur le marché du travail, c’est-à-dire de coexistence et de collaboration entre deux types de travailleurs exposés différemment à la précarité. Ces travailleurs sont dénommés travailleurs permanents et temporaires. Ils peuvent subir (ou pas) des mobilités sur le marché du travail ou du chômage, et doivent interagir de façon répétée dans le cadre d’un travail en équipe de quatre personnes par firme impliquant des gains à la coopération. Le revenu des travailleurs temporaires est l’objet de mécanismes de compensation différenciés pour lesquels nous étudions les influences causales sur les attitudes pro-sociales. Nous considérons ainsi 3 traitements reprenant les éléments les plus saillants des inégalités de revenus en l’absence (traitement BASE) ou en présence de mécanismes de sécurisation des revenus : allocation chômage (traitement INSU) et prime de précarité (traitement WAGE).

4 Le contexte retenu pour notre étude est caractéristique de la dualisation croissante du marché du travail français : des travailleurs aux emplois protégés et durables côtoient des travailleurs aux emplois instables caractérisés par des durées de plus en plus courtes. Ces derniers représentent 3,3 millions de travailleurs, soit 12,4 % de l’emploi total (INSEE [2020]). Depuis 30 ans, les taux de rotation sur les emplois ont presque été multipliés par 5, avec, comme conséquence, des contrats de travail temporaires de plus en plus courts. La durée moyenne d’un épisode d’emploi à durée déterminée est ainsi d’environ 46 jours pour un CDD (DARES [2017]) et moins de 2 semaines pour un contrat intérimaire (Picard [2014]). La grande majorité des créations d’emploi se fait sous forme de flux de CDD. De nombreuses personnes (nouveaux entrants, peu qualifiés) vont ainsi faire l’expérience sur longue période d’une succession d’épisodes d’emplois précaires. Ce phénomène est documenté par Cahuc et al. [2016] ou encore Fontaine et Malherbet [2016].

5 La dualisation implique que le risque de chômage est fortement et inégalement réparti entre travailleurs. En guise de réponse institutionnelle, l’assurance chômage permet une mutualisation des risques de chute de revenu entre travailleurs. L’indemnité de précarité, mise en place en 1990, offre, quant à elle, une possibilité de compensation intertemporelle des variations de revenu liées à la perte d’emploi sans pour autant imposer de solidarité entre travailleurs. Les inégalités face au risque de précarité se matérialisent le plus souvent par des inégalités contractuelles. Or, ces inégalités contractuelles, multiformes, surpassent la question des inégalités salariales intertemporelles. Les pouvoirs d’agir peuvent différer selon le statut contractuel (voir par exemple le modèle insiders-outsiders de Lindbeck et Snower [1988]). On observe par exemple que les travailleurs précaires ont également souvent un moindre accès à la formation et au développement de leurs compétences, ce qui peut limiter leur progression professionnelle. Les disparités sont multiples : sécurité sociale, soins de santé, avantages sociaux, etc., accroissant l’insécurité économique des travailleurs précaires.

6 Notre expérience ne prétend pas à une validité externe sur le thème des inégalités contractuelles mais permet plutôt de mettre en évidence un canal de transmission de causalité possible entre inégalités face à la précarité, mécanismes de sécurisation des revenus et attitudes pro-sociales. La qualité des relations sociales est appréhendée à travers deux dimensions : l’orientation vers le bien commun dans le cadre d’un travail en équipe et la confiance interpersonnelle.

7 Orientation vers le bien commun

8 Ce travail de recherche est apparenté à la littérature expérimentale appliquée au marché du travail (Villeval [2016]). Il se distingue toutefois des courants principaux dans la mesure où la majorité de la littérature se focalise sur les choix de contrats d’un employeur dans le cadre de jeux de type gift-exchange, ignorant le rôle des institutions (sauf Falk et Huffman [2007]), du chômage (sauf Brown et al. [2012]), ou des inégalités contractuelles (sauf Angelova et al. [2012]). Nous nous situons dans le cadre de l’analyse du travail en équipe c’est-à-dire que nous étudions les relations horizontales entre travailleurs au sein d’une même firme. Ceci nous permet de mesurer une première dimension de qualité des relations sociales : l’orientation vers le bien commun. Il s’agit d’un jeu de bien public avec asymétrie dans les rendements des contributions au bien public. L’effet de telles asymétries de rendements ou de dotations a été étudié par Fehr et Gächter [2000], Keser et van Winden [2000], Dickinson [2001], ou encore Cox et Stoddard [2018). L’analyse des résultats obtenus peut aussi s’inspirer de jeux de contribution au bien public décontextualisés. En la matière, la littérature présente des résultats variés quant au lien entre inégalités et orientation vers le bien public, en présence ou non d’un mécanisme de redistribution (Cherry et al. [2005] ; Uler [2011] ; Maurice et al. [2013]). L’usage du jeu du bien public nous semble particulièrement adapté à l’étude de l’orientation vers le bien commun, dans le cadre des relations au travail. Ce dilemme social en situation de travail peut par exemple correspondre à la situation d’un employé qui va choisir entre contribuer aux travaux collectifs au sein d’une équipe de travail ou opter pour un effort de travail lui procurant des bénéfices plus individuels, comme une progression individuelle de carrière.

9 Le protocole que nous adoptons représente schématiquement le fonctionnement d’un marché du travail comportant plusieurs entreprises. Les travailleurs sont ainsi amenés à travailler en équipe sur plusieurs périodes au sein de chaque firme dans des interactions, durables ou non, selon leur situation contractuelle. Cette situation s’apparente aux travaux d’Andreoni [1988] et Andreoni et Croson [2008] qui comparent les comportements de strangers et de partners dans des jeux de contribution au bien public répétés. Les strangers sont des personnes interagissant toujours avec des groupes nouvellement formés tandis que les partners interagissent de façon répétée avec les mêmes personnes. Dans notre cas, les travailleurs temporaires, en rotation sur des emplois changeant, constitueraient des strangers, tandis que les travailleurs permanents, occupant toujours le même poste, constitueraient des partners. Grund et al. [2015] observent des interactions dans des groupes de 4 personnes dont la composition strangers/partners varie. Dans tous ces travaux, les contributions diminuent au cours du temps. Toutefois ils divergent sur la question de savoir qui des strangers ou des partners coopère davantage. Les effets stratégiques ou d’apprentissage liés aux interactions répétées peuvent en effet aller dans les deux sens, favorisant, ou non, davantage de coopération de la part d’un groupe ou d’un autre.

10 Notre protocole expérimental implique deux originalités majeures par rapport à cette littérature. D’une part, notre jeu est contextualisé au marché du travail, et introduit un nouvel élément important : le risque de chômage des précaires et l’apparition d’inégalités intertemporelles. D’autre part, nous proposons à travers nos traitements d’étudier comment des mesures de lissage des inégalités intertemporelles (telle que la prime de précarité) ou intratemporelles (telle que l’assurance chômage) affectent l’orientation vers le bien commun et la coopération au sein des équipes de travail. L’effet de ces mesures n’est pas évident, car bien qu’elles puissent favoriser un cadre plus égalitaire et propice à la coopération, leur mise en place modifie également les incitations au niveau individuel.

11 Confiance interpersonnelle

12 La deuxième dimension de qualité des relations sociales que nous étudions est la confiance. Certains travaux empiriques ont mis en évidence l’existence d’un lien entre inégalités et confiance interpersonnelle. Gustavsson et Jordhal [2008] utilisent des données de panel provenant d’enquêtes menées lors des élections suédoises. Leurs résultats suggèrent que les inégalités de revenu affectent la confiance générale des individus. Cette relation est particulièrement notable parmi les individus défavorisés, pour lesquels les inégalités sont associées à une diminution forte de la confiance interpersonnelle. Dans une étude expérimentale s’appuyant sur le jeu de confiance, Lei et Vesely [2010] indiquent que l’existence d’inégalité de dotations initiales peut susciter un favoritisme envers le groupe le plus favorisé.

13 Nous mesurons le degré de confiance interpersonnelle à travers le jeu de confiance (Berg et al. [1995]), à la suite du jeu du bien public. Dans cette phase, les participants sont confrontés à des décisions impliquant le statut de permanent ou de temporaire, reflétant les inégalités de statut contractuel présentes sur le marché du travail. Nous examinons comment ces inégalités, ainsi que les dynamiques du jeu du bien public, influencent la confiance interpersonnelle dans un contexte par ailleurs indépendant.

14 Notre étude vise également à comprendre comment les mesures visant à atténuer les inégalités, appliquées exclusivement dans le cadre du jeu du bien public, se répercutent sur la confiance interpersonnelle évaluée dans le jeu de confiance. Ces mesures, bien que ciblées, pourraient avoir un impact significatif sur la perception et les comportements des individus au-delà du cadre immédiat du jeu. Ce faisant, nous cherchons à analyser l’effet des mécanismes de sécurisation des revenus sur les relations sociales et la confiance interpersonnelle.

15 Notre étude apporte une contribution significative à un domaine de recherche encore peu exploré. Bien que des études antérieures, telles que celles menées par Falk et al. [2015] et Fehr et al. [1996], aient analysé l’impact de changements institutionnels sur le comportement dans des situations de contrats incomplets, il n’existe, à notre connaissance, pas d’étude expérimentale qui se concentre spécifiquement sur le lien entre les mécanismes de sécurisation des revenus et les relations sociales. Notre démarche vise à fournir des perspectives nouvelles, et à ouvrir le débat, sur comment les politiques du marché du travail façonnent, non seulement les comportements économiques, mais aussi la qualité des relations sociales.

16 Pour anticiper nos résultats, les travailleurs permanents et temporaires ne présentent pas de différences significatives dans leur niveau moyen de contribution au bien public en l’absence de mécanisme de sécurisation des revenus pour les travailleurs précaires. Cela suggère que la simple présence de ces différents statuts contractuels n’affecte pas directement les niveaux de coopération dans notre expérience.

17 Cependant, lorsqu’il s’agit de mesures spécifiques destinées à réduire les inégalités, telles que l’introduction d’une assurance chômage (traitement INSU) ou l’octroi de primes à destination des travailleurs précaires (traitement WAGE), nous observons un impact notable sur les incitations individuelles. Ces mesures, bien que conçues pour créer un environnement plus égalitaire et potentiellement plus coopératif, ont le potentiel d’affaiblir les comportements de coopération dans notre contexte expérimental. Ce résultat soulève des questions importantes sur la façon dont les politiques visant à réduire les inégalités peuvent influencer les dynamiques de coopération et d’engagement envers le bien commun.

18 Concernant la confiance interpersonnelle, notre étude met en lumière des différences dans la manière dont les participants perçoivent les travailleurs en fonction de leur statut contractuel. Nous notons une tendance marquée à accorder plus de confiance aux travailleurs permanents qu’aux temporaires. Les mécanismes de sécurisation des revenus des travailleurs précaires n’ont quant à eux pas d’impact significatif sur la confiance interpersonnelle.

19 Le document est structuré de la manière suivante : la section 2 détaille notre protocole expérimental, la section 3 est consacrée aux prédictions relatives à nos questions de recherche, la section 4 présente nos résultats, et la section 5 conclut l’étude.

2. Protocole

20 L’objectif consiste à mesurer l’impact de la mise en place de mécanismes visant à sécuriser le revenu des travailleurs précaires (assurance chômage, prime de précarité) sur la qualité des relations sociales (confiance et orientation vers le bien commun). Nous simulons une tâche de travail en équipe au sein de plusieurs entreprises sur un marché du travail stylisé. Chaque entreprise est composée de travailleurs permanents et temporaires. Les travailleurs permanents sont assurés de travailler à chaque période de l’expérience, toujours dans la même entreprise. Les travailleurs temporaires connaissent une nouvelle affectation à chaque début de période. Ces derniers peuvent alors, de manière aléatoire, rejoindre une entreprise différente de la période précédente, ou connaître une période de chômage.

2.3. Traitements

34 Le design est de type Between : les traitements varient selon les sessions et visent à prendre en compte l’influence des principaux mécanismes de sécurisation du revenu des travailleurs précaires (Tableau 1).

35 Dans la situation de base (traitement BASE), les travailleurs disposent des mêmes règles de rémunération en entreprise, qu’ils soient « temporaires » ou « permanents » ; lorsque les travailleurs temporaires sont au chômage ils ne perçoivent aucune rémunération [3]. Cette contextualisation reproduit de façon stylisée le système dual du marché du travail en se focalisant exclusivement sur l’influence des inégalités face au risque de chômage. Sans inégalités dans les règles de rémunérations, on retombe sur un jeu de bien public symétrique, très courant dans la littérature ce qui fournit un point de référence important pour la validité de notre étude. Dans un système dual, les travailleurs connaissent leur type et leur degré d’exposition à la précarité, souvent parce qu’ils ont accès à certains types de contrats de travail plus ou moins protecteurs que d’autres (CDI, fonctionnaire vs CDD, intérimaires). Ainsi, dans la réalité d’un marché dual, certains travailleurs savent que leur emploi est fortement protégé et que leur degré d’exposition à la précarité est faible. Ce fait est présenté de façon extrême dans l’expérience puisque nous posons que les travailleurs permanents ont un risque de chômage nul. Sur le deuxième segment d’un marché du travail dual se situent les travailleurs précaires qui, eux aussi, ont conscience de leur situation. De façon à faire ressortir les points saillants de potentiels effets de la précarité sur les comportements, le risque face au chômage des précaires est de 40 %, il s’agit d’un risque extrême qui ne correspond pas au risque moyen mais qui concerne toutefois une frange de la population [4]. Notre but n’étant pas de mesurer des effets réalistes, moyens au niveau de la France, mais de présenter, s’il y en a, des éléments de preuve d’un lien causal des écarts face au risque de chômage sur les comportements pro-sociaux. De plus il est important que les participants comprennent et prennent la mesure des enjeux des différences que nous introduisons entre les deux statuts contractuels ce qui requiert de présenter les situations avec un miroir grossissant. Un autre point important du protocole concerne la durabilité de la situation de précarité, une caractéristique forte d’un marché dual qui a tendance à piéger une partie de la force de travail dans des situations répétées de contrats moins protégés. De la même façon, dans ce design, les participants voient leur condition face à la précarité tirée au sort en début de période et la conserve durant toute l’expérience.

36 La situation avec assurance chômage (traitement INSU) reproduit en tous points la situation de base. La seule différence réside dans le fait que les travailleurs temporaires au chômage perçoivent une indemnité correspondant à la moitié du revenu moyen généré par les travailleurs en emploi, accomplissant la tâche au cours de la période. Cette indemnité est financée via une contribution obligatoire de 15 %, connue et rappelée à chaque période, proportionnelle à l’ensemble des salaires. Les travailleurs en poste disposent donc d’un gain net qui correspond à 85 % de leur gain brut [5]. De fait, ce traitement comporte à chaque période une mutualisation des risques de précarité impliquant un transfert de revenus des travailleurs permanents vers les travailleurs temporaires au niveau de la société dans son ensemble. Il y a donc diminution des inégalités entre travailleurs temporaires et permanents à chaque période mais aussi à l’issue de l’ensemble des périodes. Ce traitement représente, dans les grandes lignes, le fonctionnement d’un système d’assurance chômage dans un univers dual. En effet : tout le monde contribue mais seules les personnes pour qui le risque de chômage se réalise bénéficient des allocations.

37 Le troisième traitement contient une compensation salariale pour les travailleurs précaires (traitement WAGE). Dans ce cas, les travailleurs temporaires ne perçoivent aucune rémunération ni indemnité en période de chômage, mais leur rémunération en cas d’emploi est bonifiée de 20 %. Ce dernier traitement représente, de façon stylisé, l’effet de la prime de précarité instaurée dans les années 90, financée par les employeurs, en faveur des travailleurs sous contrat temporaire. Cette prime s’élève à 10 % du salaire mais atteint le plus souvent 20 % en raison du paiement des congés. Dans tous les cas, comme pour le traitement précédent, le protocole ne prétend pas simuler la réalité et mesurer l’ampleur d’une mesure sur les comportements pro-sociaux mais à faire saillir la potentielle causalité d’un mécanisme sur les comportements. Ce traitement favorise les travailleurs temporaires durant l’emploi et contribue aussi à un lissage intertemporel du revenu. Les participants à l’expérience ont une information parfaite sur les fonctions de paiement, et il est apparent que la compensation salariale induite dans le traitement WAGE ne correspond pas à un transfert des permanents vers les temporaires. Le mécanisme n’est donc pas financé par l’État mais par une tierce partie (l’employeur).

Tableau 1

Propriétés des trois traitements

Traitement	# Sessions	Inégalités (par période/toutes périodes)	Rémunération (temporaires/permanents)	Gain au chômage
BASE	4	Fortes/Fortes	Identiques	0
INSU	4	Faibles/Faibles	Identiques	50 % du rev. moyen
WAGE	4	Inversées*/Faibles	Temporaires (+20 %)	0

Propriétés des trois traitements

*Si le travailleur temporaire est en période de travail

3. Prédictions

48 Notre protocole expérimental consiste en deux jeux expérimentaux successifs : un jeu de contribution au bien public à 4 joueurs, répété 10 fois, et un jeu de confiance. Pour ces deux jeux, les prédictions standards issues de l’équilibre de Nash, où nous considérerions des agents rationnels cherchant seulement maximiser leurs gains, sont claires. Peu importe le traitement ou le statut contractuel, les participants au jeu du bien public devraient ne rien contribuer. De la même manière, peu importe avec qui ils sont associés, les participants au jeu de confiance devraient ne rien envoyer, et donc ne rien recevoir des receveurs. La vaste littérature en économie expérimentale suggère cependant que ce ne sont pas les décisions que nous observerons à travers les données expérimentales. Il est commun par exemple d’observer une contribution moyenne au bien public située entre 30 % et 40 % de la dotation (Zelmer [2003]). Il est aussi commun d’observer un niveau de confiance moyen situé entre 40 % et 60 % (Johnson et Mislin [2011]). Les raisons identifiées de la déviation à l’équilibre sont multiples, et incluent parmi d’autres la présence de préférences sociales, et la notion de réciprocité. C’est sur cette base que nous formulons dans la suite de cette section les prédictions comportementales que nous proposons de tester. Les prédictions 1 et 2 concernent les comportements de coopération dans le jeu du bien public, et la prédiction 3 concerne le jeu de confiance.

4. Résultats

66 Jeu du bien public

67 Le Tableau 2 synthétise les contributions obtenues pour l’ensemble des sessions réalisées, tous traitements confondus. Il apparaît que les taux de contributions ne sont pas significativement différents entre travailleurs permanents et temporaires, quelle que soit la période retenue : ni en première période, ni en dernière période, ni même sur l’ensemble des périodes. Le détail des contributions (Figure 1) ne permet pas d’entrevoir une différence de comportement, en moyenne, entre les travailleurs temporaires et permanents.

68 Les niveaux et la dynamique des taux de contribution évoluent conformément à nos attentes. Rien ne distingue véritablement travailleurs temporaires et permanents (Figure 1). Pour s’en convaincre, nous analysons dans la suite plus finement la situation par traitement.

Tableau 2

Contributions au bien public par période et type de travailleur

	Toutes périodes	Première période	Dernière période
Temporaires	1,818 (2,344)	3,292 (2,860)	1,028 (2,116)
Permanents	1,789 (2,385)	3,847 (2,987)	0,708 (1,748)
Wilcoxon pvalue	0,886 ns	0,314 ns	0,254 ns
# observations	1440	144	144

Contributions au bien public par période et type de travailleur

Figure 1

Dynamique des contributions

Dynamique des contributions

69 En considérant les traitements de manière agrégée, les niveaux de contribution moyens des travailleurs temporaires apparaissent semblables à ceux des travailleurs permanents. Le test non paramétrique de Wilcoxon nous confirme cette absence de différence significative au seuil de 10 % dans tous les cas (Tableau 2). Ce résultat défie les prédictions des hypothèses 1a et 1b. Il est possible que cette absence de différence significative entre temporaires et permanents provienne de deux dynamiques opposées, toutes deux identifiées dans la littérature expérimentale. D’une part, les travailleurs temporaires, engagés dans des interactions de type stranger, ne bénéficient pas des mêmes incitations que les travailleurs permanents pour soutenir un environnement coopératif par leurs contributions (Keser et van Winden [2000] ; Gründ et al. [2015]). D’autre part, les travailleurs permanents disposent d’une compréhension plus approfondie de la tendance à la baisse de la coopération au sein de l’entreprise et ajustent en conséquence leur niveau de contribution (Andreoni [1988]).

70 Résultat 1 : Il n’y a pas de différence statistiquement significative dans les contributions au bien public par période entre travailleurs temporaires et permanents.

Figure 2

Contributions moyennes au bien public, par période, traitement et type de travailleur

Contributions moyennes au bien public, par période, traitement et type de travailleur

Tableau 3

Contributions au bien public, par traitement et tests

Contributions	BASE	INSU	WAGE	Wilcoxon (BASE = INSU)	Wilcoxon (BASE = WAGE)	Wilcoxon (INSU = WAGE)
Tous travailleurs (N = 1920)	2,075 (2,303)	1.760 (2.508)	1,575 (2,250)	0,002***	<0,001***	0,445
Temporaires (N = 1200)	2,046 (2,192)	1.992 (2.697)	1,417 (2,052)	0,170	<0,001***	0,041**
Permanents (N = 720)	2,104 (2,414)	1,529 (2,287)	1,733 (2,426)	0,003***	0,052*	0,357

Contributions au bien public, par traitement et tests

Note : Moyennes et écart-type (entre parenthèses) des contributions pour toutes les périodes. Le test ANOVA à 1 facteur indique bien un effet significatif d’au moins un des traitements (p-valeur pour tous les travailleurs : 0,0041**, parmi les temporaires : 0,0048**, parmi les permanents : 0,0275**). Les résultats du test non-paramétrique de Wilcoxon coïncide avec ceux que l’on obtient par des t-tests.

71 Analysons à présent l’effet des traitements sur les niveaux de contribution par période et en moyenne de chacun des types de travailleurs. Au vu de la variabilité des comportements entre les périodes, l’observation de la Figure 2 ne permet pas de déterminer visuellement des modifications nettes de comportements entre traitements, que cela soit pour les travailleurs temporaires ou permanents. Le faible nombre d’observation à chaque période (40 travailleurs temporaires et 24 travailleurs permanents par traitement) requiert de mettre en commun l’ensemble des périodes pour réaliser un test non paramétrique plus conclusif. Nous mesurons l’effet des mesures en comparant leur traitement respectif (WAGE ou INSU) au traitement BASE.

72 Dans le traitement WAGE, où les travailleurs temporaires reçoivent un gain additionnel en cas d’emploi, nous constatons une réduction très significative des contributions des travailleurs temporaires (p < 0,001) et une baisse faiblement significative pour les travailleurs permanents (p = 0,052). Ce constat va partiellement à l’encontre de l’hypothèse 2c, basée sur les études existantes sur les biens publics hétérogènes (van Dijk et al. [2002] ; Cherry et al. [2005] ; Anderson et al. [2008]). Nous aurions pu supposer que ce sont principalement les travailleurs permanents qui réduiraient leurs contributions, du fait de leur position désavantageuse face aux temporaires bénéficiant de la prime de précarité. Comme nous le discuterons dans la conclusion de l’article, l’instauration de cette prime de précarité peut attirer l’attention sur l’inégalité de statut contractuel existant entre permanents et temporaires. Un travailleur temporaire pourrait alors être plus incité à maximiser son gain personnel pendant les périodes d’emploi en privilégiant l’investissement dans le bien privé.

73 Résultat 2.1 : L’instauration d’une mesure de type prime de précarité (traitement WAGE) fait chuter significativement la coopération des travailleurs temporaires et permanents.

74 Le traitement INSU, qui taxe les travailleurs en emploi afin d’offrir une compensation aux travailleurs au chômage, semble décroître la contribution moyenne des travailleurs permanents (p = 0,003) sans affecter la contribution moyenne des travailleurs temporaires en activité (p = 0,170). Ce résultat est en accord avec l’hypothèse 2b : l’implémentation du mécanisme d’assurance limite les incitations à coopérer pour les travailleurs temporaires. Au global, nous n’observons pas d’augmentation moyenne de la coopération. Cela remet en cause l’hypothèse 2a, ou tout du moins, cela suggère que le changement d’incitations au niveau individuel l’emporte sur la potentielle formation d’un environnement plus propice à la coopération.

75 Nous disposons d’un nombre limité d’individus au sein de chaque traitement. Nous admettons volontiers que dans ce contexte, la randomisation effective des participants selon leurs caractéristiques individuelles n’est pas acquise. De plus, la moitié des sessions a eu lieu après la crise sanitaire tandis que l’autre moitié a eu lieu avant celle-ci. Il convient de vérifier l’impact spécifique de la crise sanitaire dans notre expérience en introduisant la variable indicatrice de vague (avant/après la crise) dans l’analyse multivariée. Nous introduisons aussi des variables individuelles de contrôle susceptibles d’affecter les niveaux de coopération (sexe et niveau d’étude, mesuré comme le nombre d’années d’étude validées à l’issue du baccalauréat). On estime ainsi sur les niveaux de contribution au bien public à chaque période un modèle Tobit à effet aléatoire individuel (voir Tableau A4.2 en Annexe IV) [7]. Les analyses nous montrent que seul l’effet du traitement WAGE a un effet robuste négatif sur la coopération des travailleurs temporaires. En ce qui concerne le traitement INSU, les contributions des travailleurs temporaires ne sont pas significativement différentes de celles observées dans BASE. Ce résultat va à l’encontre de l’hypothèse 2a qui prédisait une coopération plus élevée dans le traitement INSU. Nous pouvons ainsi affirmer avec robustesse le résultat suivant :

76 Résultat 2.2 : L’instauration d’une mesure de type assurance chômage (traitement INSU) n’améliore pas les niveaux de coopération des travailleurs temporaires ou permanents.

77 Notre analyse des comportements dans le jeu du bien public a jusqu’à présent porté sur la coopération des individus par période. En nous inspirant de la typologie de Keser et van Winden [2000], nous approfondissons notre étude en examinant spécifiquement le profil du « strong free-rider », qui ne contribue jamais au bien public. L’identification de cette stratégie nous apparaît pertinente, car elle influence la dynamique de contribution au sein des groupes et, étant invariable, elle demeure insensible aux évolutions contextuelles. Ces individus, en choisissant systématiquement de ne pas contribuer, adoptent une stratégie fixe dès la compréhension de l’environnement (en particulier des traitements) indépendamment des comportements des autres participants. La proportion de strong free-rider est dans ce sens une mesure directe et simple de l’effet du statut contractuel et des traitements sur la volonté de coopérer.

78 Il apparaît que les individus de type strong free-rider sont plus fréquents parmi les travailleurs temporaires que parmi les travailleurs permanents. Un travailleur temporaire sur 4 dans notre expérience ne contribue jamais au bien public sur aucune des périodes (Tableau 4), cette proportion varie entre les différents traitements et est la plus élevée dans le traitement WAGE. Une analyse ANOVA à 2 facteurs confirme ce résultat de l’impact du statut contractuel sur la part des strong free-riders. Cette analyse indique aussi que les traitements n’ont pas d’effet global sur la proportion de strong-free-riders.

Tableau 4

Individus ne contribuant jamais par type de contrat et d’institution

	BASE	INSU	WAGE	Chi2 (BASE = INSU)	Chi2 (BASE = WAGE)
Temporaires	n = 8/40 20,0 %	n = 10/40 25,0 %	n = 14/40 35,0 %	0,592	0,133
Permanents	n = 2/24 8,3 %	n = 2/24 8,3 %	n = 1/24 4,2 %	1,000	0,551
Chi2 (TEMP = PERM)	0.213	0,098*	0,005***

Individus ne contribuant jamais par type de contrat et d’institution

Note : Test ANOVA à 2 facteurs (p-valeur lignes=0,771 ; p-valeur colonnes=0,075*).

79 Quelles sont les caractéristiques des individus en rupture totale de contribution ? Nous procédons à une analyse à l’aide d’un modèle probit simple. Ce modèle nous permet aussi de contribuer à une analyse de robustesse portant sur l’effet du traitement institutionnel sur les chances d’être en rupture de contribution.

Tableau 5

Probit de la probabilité de ne jamais contribuer au cours des 10 périodes

Ne contribue jamais	Coefficient	Erreur standard	Niveau de significativité
Constante	– 2,291	0,644	***
Niveau d’étude	0,213	0,086	**
Femme	– 0,264	0,238
Vague (post covid)	0,278	0,241
Permanent x BASE	Ref.	Ref.
Temporaire x BASE	0,562	0,437
Permanent x WAGE	– 0,549	0,633
Temporaire x WAGE	0,975	0,425	**
Permanent x INSU	– 0,071	0,523
Temporaire x INSU	0,739	0,430	*
N = 192 participants

Probit de la probabilité de ne jamais contribuer au cours des 10 périodes

80 Le niveau d’étude, le fait d’être travailleur temporaire dans le traitement institutionnel WAGE ou INSU augmentent significativement les chances de ne jamais contribuer au bien public. On constate de plus que le fait que l’expérience ait eu lieu avant ou après la crise sanitaire du Covid-19 n’a pas influencé significativement la probabilité de ne jamais contribuer dans notre expérience.

81 Résultat 2.3 : Le nombre de travailleurs temporaires en rupture totale de contribution augmente significativement dans le traitement WAGE et dans une moindre mesure dans le traitement INSU.

82 Jeu de confiance

83 Qu’advient-il du point de vue de la confiance révélée par les comportements des envoyeurs dans le jeu de confiance vis-à-vis des travailleurs temporaires et permanents ? Le Tableau 6 nous fournit un aperçu global des montants envoyés à travers l’ensemble des traitements, par statut contractuel.

Tableau 6

Montants moyens envoyés (maximum 60 ECUs)

	Vers un travailleur temporaire	Vers un travailleur permanent	Wilcoxon p-valeur
D’un travailleur temporaire (n = 40)	23,8 (18,5)	26,4 (19,8)	0,018 **
D’un travailleur permanent (n = 24)	22,0 (20,9)	28,3 (22,7)	0,001 ***
Wilcoxon p-valeur	0,264	0,821

Montants moyens envoyés (maximum 60 ECUs)

84 Contrairement à ce que l’on observe usuellement dans le jeu de confiance, la tendance qui consiste à favoriser les personnes de son groupe d’appartenance n’apparaît pas ici. En effet, plutôt que d’observer un effet de favoritisme intra-groupe parmi les permanents et parmi les temporaires, on observe plutôt une confiance accrue envers les travailleurs permanents, et ce de la part des deux types de travailleurs. Ce résultat peut nous renvoyer à Lei et Vesely [2010] qui montrent qu’en présence d’inégalités de richesse entre un groupe défavorisé et un groupe favorisé, les participants, quel que soit leur groupe, font plus confiance en moyenne aux individus issus du groupe favorisé.

85 En décomposant l’analyse par traitement (voir Tableau 7), on s’aperçoit de l’absence de favoritisme intra-groupe pour les travailleurs temporaires. Toutefois un favoritisme intra-groupe pour les travailleurs permanents apparaît dans les cas WAGE et INSU. Dans le traitement INSU, ce sont les travailleurs temporaires qui reçoivent moins de confiance de la part des travailleurs permanents que de leurs pairs. Dans le traitement WAGE, les travailleurs permanents reçoivent davantage de leurs pairs que des travailleurs temporaires.

Tableau 7

Montants moyens envoyés (maximum 60 ECUs)

Traitement BASE
	Vers un travailleur temporaire (n = 64)	Vers un travailleur permanent (n = 64)	Wilcoxon p-valeur
D’un travailleur temporaire (n = 40)	23,950 (16,802)	28,175 (19,190)	0,049 **
D’un travailleur permanent (n = 24)	22,917 (21,649)	29,667 (22,286)	0,006 ***
Wilcoxon p-valeur	0,573 ns	0,828 ns
Traitement INSU
	Vers un travailleur temporaire (n = 64)	Vers un travailleur permanent (n = 64)	Wilcoxon p-valeur
D’un travailleur temporaire (n = 40)	24,025 (20,135)	25,950 (21,410)	0,002 ***
D’un travailleur permanent (n = 24)	18,667 (17,196)	22,208 (20,782)	<0,001 ***
Wilcoxon p-valeur	0,001 ***	0,019 **
Traitement WAGE
	Vers un travailleur temporaire (n = 64)	Vers un travailleur permanent (n = 64)	Wilcoxon p-valeur
D’un travailleur temporaire (n = 40)	23,300 (18,447)	25,075 (18,560)	<0,001 ***
D’un travailleur permanent (n = 24)	24,375 (23,122)	33,125 (23,674)	<0,001 ***
Wilcoxon p-valeur	0,384 ns	<0.001 ***

Montants moyens envoyés (maximum 60 ECUs)

86 Si on analyse à présent formellement l’effet des traitements sur les montants envoyés lors du jeu de confiance à l’aide d’un test de Wilcoxon (Tableau 8), on ne peut pas identifier d’influence significative du traitement institutionnel sur les niveaux de confiance. Ainsi, nos résultats ne nous permettent pas de valider l’hypothèse 3.

87 Résultat 3 : Quel que soit le traitement, et le statut contractuel de l’envoyeur, la confiance apparait plus élevée lorsque le receveur est un permanent. Les mécanismes de sécurisation du revenu considérés ne conduisent pas à une amélioration significative de la confiance mesurée.

88 La confiance systématiquement plus élevée envers les travailleurs permanents ne semble pas affectée par les différents mécanismes de réduction des inégalités que nous étudions. En conséquence, et en accord avec Lei et Vesely [2010], la préférence pour le travailleur permanent n’est sans doute pas liée à une considération de revenu. Elle serait plutôt liée à une considération de statut. Selon Tajfel et Turner [2004], si le statut (social) élevé d’un groupe est considéré comme légitime et/ou stable, les membres de ce groupe pourront bénéficier de favoritisme, de la part d’individus de tout groupe.

Tableau 8

Montants envoyés, par traitement et tests

	BASE	INSU	WAGE	Wilcoxon (BASE = INSU)	Wilcoxon (BASE = WAGE)	Wilcoxon (INSU = WAGE)
D’un temporaire vers un temporaire	23,95 (16,61)	24,02 (20,13)	23,30 (18,45)	0,6322	0,6230	0,9340
D’un temporaire vers un permanent	28,17 (18,97)	25,95 (21,41)	25,07 (18,56)	0,5169	0,4501	0,9767
D’un permanent vers un temporaire	22,92 (21,24)	18,67 (17,20)	24,37 (23,12)	0,7089	0,9171	0,7952
D’un permanent vers un permanent	29,67 (21,86)	22,21 (20,78)	33,12 (23,67)	0,2519	0,6289	0,1595

Montants envoyés, par traitement et tests

Note : p-valeurs du test ANOVA à 1 facteur (traitement) pour chacune des 4 lignes : 0,9819 ; 0,7733 ;0,6235 ;0,2377.

5. Discussion et conclusion

89 Selon les préceptes de Campbell et Stanley [1963] dans le domaine de la méthodologie de la recherche, les défis inhérents à l’approche économétrique se révèlent principalement dans la complexité d’établir des liens de causalité robustes. La présence de multiples variables non mesurées peut indéniablement influencer les résultats (Wold [1954]). L’expérience en laboratoire que nous conduisons nous fournit un cadre privilégié permettant d’explorer les liens causaux entre design des institutions de sécurisation des revenus et comportements pro-sociaux des travailleurs.

90 Les données tirées de notre expérience mettent en lumière que les mécanismes de sécurisation du revenu des travailleurs précaires, bien qu’orientés vers la protection, induisent parallèlement des modifications dans le comportement des travailleurs. Ces aspects doivent être pris en considération lors de l’élaboration des politiques publiques. Nous observons aussi qu’instaurer une mesure de type prime de précarité (traitement WAGE) réduit largement, en moyenne, la contribution au bien public des travailleurs temporaires qui en bénéficient. En effet, la présence d’une hétérogénéité au sein d’une équipe de travail particulière ne favorise pas la coopération, perturbant notamment la norme coopérative qui devrait prévaloir. De plus, cette incitation monétaire supplémentaire pour les travailleurs temporaires peut les pousser davantage vers une maximisation de leurs gains individuels pour pallier les périodes de chômage. Cette chute des contributions se traduit aussi par une hausse significative de la fréquence des purs opportunistes (strong free-riders). Par ailleurs, nos statistiques descriptives suggèrent que la mise en place d’une assurance chômage (traitement INSU) réduit la contribution moyenne des travailleurs permanents, qui sont taxés mais ne bénéficient jamais de l’assurance chômage, et tend à faire émerger les comportements opportunistes chez les travailleurs temporaires. Ce constat n’est pas corroboré par le modèle Tobit, dans lequel des variables de contrôle ont été intégrées, prenant également en considération la censure de la variable dépendante. Nous n’observons qu’avec une certaine faiblesse statistique l’augmentation de la part des opportunistes purs parmi les travailleurs permanents sous l’effet de ce traitement. Nous pouvons toutefois affirmer avec force que le traitement INSU ne fait pas émerger davantage de coopération dans notre protocole. Finalement, nous n’observons pas d’effet des mécanismes de sécurisation du revenu des travailleurs précaires sur la confiance interpersonnelle. Les jeux de confiance qui sont menés en fin d’expérience révèlent cependant un favoritisme systématique envers les individus qui étaient travailleurs permanents lors du jeu du bien public. Le fait que les permanents soient considérés en moyenne comme plus dignes de confiance peut renvoyer aux résultats de Lei et Vesely [2010], qui montrent dans un contexte similaire qu’un groupe favorisé inspire plus de confiance. Ce résultat est en accord avec la théorie de l’identité sociale, suggérant que les membres de groupes à « statut élevé » favorisent leur groupe pour atteindre une distinction positive. Les membres de groupes à « faible statut » peuvent adopter un comportement favorable envers les membres externes de groupes à « statut élevé » s’ils perçoivent la structure de statut comme légitime ou stable (Tajfel et Turner [2004]).

91 Cependant, il est important de noter que notre travail présente plusieurs limites qui ouvrent la voie à des directions intéressantes pour des recherches futures. Dans le traitement de base, en l’absence d’institution, les travailleurs temporaires et permanents ne se distinguent que par un statut issu d’un tirage au sort parfaitement équitable ex-ante, potentiellement sans jugement de valeur. Toutefois, les traitements INSU et WAGE, de par leur mise en contexte plus proche de la réalité du marché du travail, pourraient engendrer des effets de cadrage (framing effect) plus prononcés (Zizzo [2010]), accentuant les perceptions des différences de statut entre travailleurs temporaires et permanents. Par ailleurs le tirage aléatoire du statut contractuel a été choisi pour reproduire, de manière réaliste, la dynamique présente sur le marché du travail tout en éliminant toute influence individuelle sur le contrat de travail, telle que les choix personnels ou les investissements dans l’éducation. Cet aspect de notre expérience nous permet d’isoler plus clairement l’influence du statut face à la précarité du travailleur, nous sommes conscients que d’autres dimensions régissent les différences contractuelles (inégalités salariales, de conditions de travail, de formation, etc.) et que la prise en compte de ces autres dimensions aurait pu mener à des résultats différents.

92 Par ailleurs, la composition des groupes de travail dans notre étude, avec une répartition égale entre travailleurs permanents et temporaires, est un choix de design qui pourrait influencer les résultats observés. Explorer des configurations variées de groupes dans des recherches ultérieures pourrait apporter des éclairages intéressants et étendre notre compréhension du sujet.

93 Finalement, nous tenons à souligner que notre étude se concentre uniquement sur deux aspects de la cohésion sociale, l’orientation vers le bien commun et la confiance interpersonnelle. Elle ne prend pas en compte le concept d’appartenance ou d’identité sociale qui complèterait la notion de cohésion sociale telle qu’elle est définie dans le cadre d’étude de Schiefer et van der Noll [2017]. Prendre en considération cette dimension dans une étude future pourrait conduire à des résultats différents des nôtres et, par conséquent, à de nouvelles recommandations en matière de politiques publiques. Il s’agit d’une piste intéressante pour de futurs travaux de recherche.