1 – La formation

21C’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.

22D’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].

23La 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.

24Retenir 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

25L’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.

26Dans 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

27Dans 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.

28D’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.

29La 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.

30Comme 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

31Notre 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].

32On 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.

33Le 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 13^e mois par exemple).

34Nous 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].

35Dans 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.

• 1^re 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.
• 2^e 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.
• 3^e 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.

1 – La qualité de l’ajustement du modèle

38Le 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.

39Notons 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.

40Tous 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

41Les 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)

Enquête FQP 1964 Enquête Emploi 1998 Durée de formation Hommes 8,8 12,2 Femmes 9,3 12,9 Ensemble 9,0 12,5 Durée d’expérience Hommes 21,2 20,8 Femmes 17,1 20,4 Ensemble 19,8 20,7 Champ : actifs de 59 ans ou moins au moment de l’enquête, salariés à temps complet : a) au cours des 12 mois de l’année précédant l’enquête pour FQP ; b) au moment de l’enquête et un an auparavant pour l’enquête Emploi.

Durées moyennes de formation et d’expérience (en années)

42Le 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.

43La 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.

44De 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.

45En 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.

46Indiquons 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.

47C’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.

48Ces 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.

49Pour 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].

50Au 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

51Dans 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.

52L’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

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

531) 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.

54La 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.

552) 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.

56Cette 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.

573) 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 5^e 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.

4 – Hiérarchie «pure» des salaires selon la durée de formation

58Il 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

59Puisque 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

60Dans l’ensemble des enquêtes et des sous-populations observées, d_m est la plupart du temps positif, au plus de l’ordre de 3 à 4 ans : à 20 ans d’expérience, d_m 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 d_m sont très proches. Ces valeurs de d_m correspondent à une formation très faible, voire quasi nulle [17].

61À 20 ans d’expérience, les durées de formation pour lesquelles le salaire est maximal, d_M, 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 [d_m, d_M]. Même si d_M 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

62Le 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

20 ans d’expérience Expérience nulle Ensemble Hommes Femmes Ensemble Hommes Femmes A B en % A B en % A B en % A B en % A B en % A B en % Enquêtes FQP 1964 4,55 9,0 5,00 9,2 3,98 9,5 3,85 8,3 4,81 9,1 2,76 7,6 1970 4,47 8,5 4,79 8,9 4,21 8,5 3,90 7,9 5,10 9,1 2,66 6,5 1977 4,11 7,3 4,38 7,9 3,40 6,8 3,08 6,2 3,59 7,2 2,29 5,2 1985 3,49 6,3 3,73 6,6 2,99 5,7 3,48 6,3 3,76 7,0 2,83 5,5 1993 3,31 6,3 3,54 6,9 3,19 6,1 2,85 5,8 3,21 6,6 2,51 5,2 Enquêtes Emploi 1991 3,66 6,0 3,97 6,4 3,44 5,8 3,77 6,1 4,56 6,9 3,28 5,7 1993 3,53 6,0 3,70 6,5 3,84 5,8 3,49 6,0 3,93 6,7 4,09 5,9 1995 3,76 6,1 3,91 6,4 4,27 6,3 4,04 6,3 4,21 6,6 5,35 7,0 1998 3,73 6,1 3,98 6,4 3,98 6,3 3,36 5,8 3,76 6,2 3,67 6,0 A : rapport entre les salaires SM et Sm, correspondant respectivement aux durées de formation dM et dm (cf. texte). B : traduction du rapport entre SM et Sm en taux de rentabilité moyen d’une année d’études.

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

63On 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 ?

64Enfin, 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

65On 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

Tous salariés Ho es Fe es D9/D1 (D9 – D1)/D5 D9/D1 D9/D1 1963 3,97 1,50 1965 4,12 3,90 3,40 1969 3,53 1,46 1970 3,66 3,70 3,00 1976 3,38 1,39 3,47 2,82 1984 3,09 1,31 3,31 2,63 1990 3,26 1,38 3,46 2,86 1992 3,23 1,36 3,41 2,93 1994 3,08 1,31 3,32 2,68 1997 3,06 1,30 3,29 2,70 Note : D1 et D9 correspondent respectivement au 1er et au 9e déciles de salaires nets ; D5 est le salaire net médian. Champ : secteurs privé et semi-public. Source : Insee, séries longues.

Indicateurs des inégalités salariales en France

66Ainsi 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

67Au 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).

68Dans 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.

69Cependant, 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.

70Ainsi, 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 ».

71Les 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).

72Puisque 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 :

73

74Dans 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

75Dans 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

Enquêtes FQP de 1964 à 1993 Enquêtes Emploi de 1991 à 1998 Total Cas où le coefficient est : Positif et significatif 28 14 42 Négatif et significatif 0 4 4 Non significativement différent de 0 17 18 35 Total 45 36 81 Note : significativité au seuil de 5 %.

Signe du coefficient c de l’interaction entre durée de formation et durée d’expérience

76Le 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.

77Ce 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.