Hétérogénéité des trajectoires des chômeurs vers des emplois pérennes
p. 163-174
Texte intégral
Introduction
1Si le mode privilégié pour les embauches est celui des contrats de travail à durée limitée (87 % des embauches hors intérim se font sous forme de contrats à durée déterminée – cf. Rémy et Simonnet, 2021) ou celui des contrats de travail intérimaire, plus des trois quarts des personnes en emploi ont des contrats à durée indéterminée (Jauneau et Vidalenc, 2021). Bien que la part des contrats précaires se soit beaucoup développée depuis le début du millénaire, leur part dans l’emploi total progresse beaucoup moins rapidement que leur part dans les embauches, où ce sont essentiellement les CDD de moins d’un mois qui augmentent le plus rapidement. Il semblerait alors que les contrats de travail précaires servent ainsi de « sas » d’entrée, jouant un rôle de période d’essai, et finissent par se transformer en contrats de travail pérennes (Givord, 2006), bien que cette tendance s’inscrive à la baisse depuis quelques années (Flamand, 2016).
2Cependant, rien ne garantit a priori que tous les contrats précaires se convertissent un jour en contrats permanents : une partie des travailleurs reste toujours captive dans une poche de précarité dans laquelle des contrats à durée limitée (CDL) et des périodes de chômage se succèdent. Des éléments liés à la fois à la nature des emplois exercés, aux secteurs d’activité, aux modes de gestion de la main-d’œuvre pratiqués par les entreprises et aux caractéristiques intrinsèques de cette population de travailleurs expliquent ce phénomène. De surcroît, les personnes qui accumulent des contrats précaires à répétition ont une probabilité moindre de trouver un emploi stable, surtout si leurs contrats sont entrecoupés par des périodes de non-emploi (Blasco et Givord, 2010). Plus particulièrement en ce qui concerne les chômeurs, les emplois qu’ils retrouvent sont, dans la plupart des cas, précaires (Lizé et Prokovas, 2014b).
3Sur le plan théorique, ces observations sont conformes au modèle de la concurrence pour l’emploi (Thurow, 1975) selon lequel le processus d’accès à l’emploi dépend de la position relative de l’individu dans la « file d’attente », file d’attente générée par l’excès de l’offre de travail. Cette position est déterminée par l’importance que l’employeur accorde à chacune des caractéristiques de l’individu. Le diplôme va ainsi servir de « filtre » afin de sélectionner les candidats, y compris ceux qui seront les plus aptes à être formés par l’entreprise dans le but de répondre au mieux à ses besoins. D’autres approches insistent sur la coexistence de « bons » et de « mauvais » emplois au sein de la même entreprise dont le besoin de « flexibilité » se traduit par une séparation des emplois en termes de « centre » et de « périphérie » (Atkinson, 1984). Conformément à la théorie de la segmentation du marché du travail (Doeringer et Piore, 1971), les passerelles entre ces emplois sont rares, voire inexistantes.
4La présente étude, réalisée à partir d’une enquête panélisée du Pôle-Emploi qui a eu lieu en 2019 et 2020 (cf. encadré), analyse les trajectoires des chômeurs pendant une période de deux ans. Dans un premier temps, elle focalise la période à partir de leur inscription au chômage jusqu’à leur reprise d’emploi (si elle a lieu) et, dans un deuxième temps, elle s’intéresse aux trajectoires consécutives à la reprise d’emploi. Notre objectif est de faire ressortir les éléments déterminants de toutes les transitions. La première partie est consacrée à la présentation et à la modélisation de l’ensemble des trajectoires conduisant à une première reprise d’emploi (1). La seconde partie interroge la nature du contrat du premier emploi en termes de durée. Le suivi mensuel permet de mettre en rapport ce premier emploi avec la trajectoire postérieure des chômeurs, afin d’identifier les situations où des contrats précaires aboutissent à des contrats permanents ou, au contraire, sont succédés par d’autres contrats précaires, ainsi que les situations où, à leur échéance, ces contrats précaires conduisent au chômage. Une attention particulière est accordée à la durée effective de l’emploi en cas d’embauche sous contrat à durée indéterminée, afin de distinguer les situations où le CDI ne correspond pas à une véritable stabilité (2). En effet, les ruptures du lien de travail, même en cas de CDI, ne sont pas rares, au contraire même elles progressent sur une longue période (Milin, 2018) et prennent la forme notamment de ruptures conventionnelles et de licenciements pour motif personnel (Signoretto, 2015). L’existence de CDI « non pérennes », déjà mise en évidence par la Dares (Rouxel, 2009 ; Paraire, 2015), est encore plus fréquente dès lors qu’il s’agit d’anciens chômeurs en reprise d’emploi (Lizé et Prokovas, 2014a).
1. Ceux qui restent, ceux qui partent
1.1. La distance à l’emploi varie selon les caractéristiques des chômeurs
5Les graphiques 1 (1a à 1f) représentent l’évolution de la probabilité cumulée de séjour au chômage avant une transition vers l’emploi salarié, en appliquant l’analyse non paramétrique de Kaplan-Meier (cf. encadré). Le premier graphique (1a) montre que la courbe baisse fortement en début de période et s’aplanit en fin de période d’observation : les sorties vers l’emploi salarié sont moins fréquentes au fur et à mesure que la durée de chômage augmente. Les chômeurs de longue durée se retrouvent donc progressivement marginalisés par rapport à l’emploi.
6Si près d’un chômeur sur deux n’a toujours pas accès à l’emploi salarié au bout de 8 mois, le délai d’attente avant l’accès à l’emploi (survie au chômage) varie en fonction des caractéristiques sociodémographiques du chômeur, ainsi que de son historique de chômage. Ainsi, la courbe de survie pour les chômeurs ayant un niveau de formation inférieur au Bac est située au-dessus de celle des individus ayant le Bac ou un diplôme du supérieur, ce qui témoigne d’une sortie plus rapide vers l’emploi salarié pour ces derniers (1b). Jusqu’à 12 mois, la probabilité de survie des chômeurs n’ayant pas eu ou peu d’expérience professionnelle antérieure est supérieure à celle des chômeurs dont le passé professionnel est caractérisé par l’emploi mais au-delà, les seconds restent plus longtemps au chômage (1d). La courbe 1e montre que la fonction de survie des indemnisés au titre de l’assurance chômage est systématiquement en dessous de celle des non indemnisés, ce qui témoigne d’une sortie moins rapide vers l’emploi salarié pour ces derniers. Enfin, la probabilité de transition vers l’emploi salarié est plus importante pour les moins de 35 ans (1f) et ceux pour qui l’inscription au Pôle-Emploi fait suite à une fin de contrat (1c) : la durée moyenne au chômage avant une transition vers l’emploi salarié est respectivement de 9 mois et de 7 mois pour ces deux groupes, contre 12 mois et 11 mois respectivement pour les 35 ans et plus et pour ceux qui se sont inscrits pour des motifs autres qu’une fin de contrat (licenciement, démission…).
Graphiques 1a-f • Fonctions de survie dans le chômage avant une transition vers l’emploi salarié

Lecture : estimation non paramétrique (Kaplan-Meier) de la fonction de survie au chômage jusqu’à une transition vers un emploi salarié. À 10 mois, la probabilité de survie sans évènement (accès à l’emploi salarié) est de 40 %. À l’issue des 24 mois, ce taux est de 33 %.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage » et fichier historique des demandeurs d’emploi.
Les données mobilisées : le panel « entrants » des demandeurs d’emploi
L’étude s’appuie sur un échantillon représentatif d’inscrits de décembre 2018 (effectif total non pondéré : 7 998). Cet échantillon, interrogé à quatre dates successives, a fait l’objet d’un redressement de type « calage sur marges », en utilisant comme variables celles retenues dans la stratification. Au cours des différentes vagues d’interrogation qui ont eu lieu en juin 2019, décembre 2019, juin 2020 et décembre 2020, les demandeurs d’emploi sont amenés à renseigner des éléments touchant à leur situation par rapport au marché du travail, à leurs démarches de recherche d’emploi, ainsi qu’à l’accompagnement dont ils ont pu bénéficier de la part du Pôle-Emploi. Certaines données peuvent être partiellement observées, dans la mesure où une partie de l’échantillon n’a pas répondu à l’ensemble des vagues d’interrogation. En juin 2019, 7 998 personnes étaient interrogées ; en décembre 2019, 75 % des personnes (6 002) participaient à la deuxième vague, et ce pourcentage était de 64 % (5 146 personnes) et de 50 % (4 037 personnes) pour les troisième et quatrième vagues (juin 2020 et décembre 2020 respectivement).
Le calendrier récapitulatif des situations d’emploi permet de reconstituer pour chaque demandeur d’emploi sa trajectoire professionnelle sur 24 mois. Lorsque les répondants sont en situation d’emploi salarié au moins deux mois consécutifs, une question supplémentaire est posée afin de savoir si cet emploi est exercé au sein de la même entreprise. Si cette information permet de mesurer l’effet « contact » entre salarié et employeur (pérennisation de l’emploi au sein de la même entreprise), elle offre également la possibilité d’apporter des éclairages sur la « réembauche ».
Nombreuses sont les études qui utilisent des données individuelles longitudinales afin de mettre en lumière les transitions entre différentes situations (états) au regard du marché du travail. Le panel « entrants » présente un avantage majeur dans la mesure où il rend compte, mois par mois, du temps passé dans un état avant de basculer dans un autre. Les précédents travaux réalisés à partir du panel s’appuyaient sur le calendrier des situations mensuelles en vue de déterminer un certain nombre d’indicateurs de durée ou de comptage dans les différents états et d’opérer sur ces nouvelles variables une classification non supervisée, afin de dégager certains parcours types (Blache et Saby, 2015). La présente étude porte davantage sur les changements d’états entre une situation initiale (le chômage et/ou un premier emploi à durée limitée) et une situation finale (un contrat de travail stable).
1.2. Reprise d’emploi : quel contrat de travail ?
7Si un chômeur sur deux obtient un premier emploi en contrat à durée limitée (CDD, intérim…), ces contrats représentent les trois quarts des sorties vers l’emploi. Les transitions vers un premier emploi en CDI concernent 17 % de l’échantillon tandis que 33 % des individus sont censurés à droite en l’absence d’accès à l’emploi à leur dernière observation (tableau 1).
Tableau 1 • Accès à un premier emploi salarié au cours des 24 mois qui suivent l’inscription
Transition vers le CDI | 17 % |
Transition vers le CDL | 50 % |
Absence de transition vers l’emploi salarié (censure) | 33 % |
Total | 100 % |
Champ : ensemble des demandeurs d’emploi répondants.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
8Une modélisation économétrique à partir de modèles à hasard proportionnel (modèle de Cox, cf. annexe) permet d’identifier, dans un premier temps, les transitions vers un CDL et vers un CDI. Une variable dite d’« état » a été créée prenant la valeur 1 dans le cas d’une transition vers un premier emploi en CDI, 2 dans le cas d’une transition vers un premier emploi en CDL et 0 dans le cas où aucun évènement d’intérêt n’a été observé sur la période (censure à droite). Une métrique de temps est spécifiée en mois entre l’inscription et la transition vers le premier emploi ou l’apparition d’une censure. La probabilité de transiter vers un premier emploi en CDI et en CDL est ici expliquée par les caractéristiques des demandeurs d’emploi, l’emploi qu’ils recherchent ainsi que leur passé professionnel (tableau 2).
9La probabilité de transition vers un CDI est plus importante pour les 20-24 ans, en comparaison à la modalité de référence (25-34 ans). Au regard des transitions vers le CDL, les résultats diffèrent pour les plus jeunes (moins de 20 ans) avec une augmentation cette fois-ci significative du rapport de risques. Que cela soit pour les mobilités vers le CDI ou le CDL, la probabilité de transition diminue au fur et à mesure que l’âge augmente. Ce résultat confirme l’analyse de Kaplan-Meier qui montre un taux de censure deux fois plus élevé pour les 55 ans et plus et une diminution de la vitesse de retour à l’emploi. Les diplômés du supérieur accèdent plus facilement à un premier emploi en CDI, avec une probabilité instantanée qui augmente jusqu’à 3 % pour les Bac +5. Ce sont les niveaux Bac qui ont le plus de chance de sortir du chômage pour un emploi salarié en CDL. Les diplômés du supérieur et dans une moindre mesure les niveaux infra Bac ont une probabilité instantanée inférieure aux niveaux Bac (modalité de référence) sur les sorties du chômage vers un CDL. Indépendamment du type de contrat, l’absence d’indemnisation chômage exerce un effet discriminant sur l’accès à l’emploi. En contrôlant la région d’habitation, le fait d’accroître le périmètre géographique augmente l’accès à un premier emploi en CDI et dans une moindre mesure la sortie vers un CDL. La transition des individus varie également en fonction de l’expérience et du niveau de tension du métier recherché. Si l’absence d’expérience joue défavorablement sur l’accès à l’emploi, l’accroissement du nombre d’années ne semble pas avoir d’influence significative sur la transition des individus au regard du type de contrat obtenu. Un métier en tension favorise de manière significative l’accès à un premier emploi en CDI. Ainsi le fait de rechercher un métier qui figure parmi les 10 % des métiers les plus en tension augmente de 47 % les chances d’obtenir un CDI. Les résultats obtenus montrent des divergences au regard du passé professionnel déclaré : un parcours dominé par l’emploi (ce qui inclut l’emploi régulier – c’est-à-dire un seul emploi, avant l’épisode du chômage – et la succession de plusieurs emplois en continu) favorise la probabilité de transition vers le CDI, tandis qu’une discontinuité de parcours au regard de l’emploi augmente les chances de sorties vers le CDL. Au regard de la situation familiale, le fait d’être célibataire avec enfants ou en couple diminue les chances d’accéder à l’emploi salarié, par rapport à la référence constituée des célibataires sans enfants.
Tableau 2 • Probabilités instantanées d’obtenir un emploi en CDI et CDL depuis l’inscription
| Modèle 1 | Modèle 2 |
| Transition depuis l’inscription… | |
| ...vers un premier emploi en CDI | ...vers un premier emploi en CDL |
| Rapport de risques exp (β) | |
Âge : 25-34 ans | Réf. | Réf. |
…< 20 ans | 1.153 | 1.383*** |
…20-24 ans | 1.324*** | 1.219*** |
...35-49 ans | 0.924 | 0.961 |
...50-54 ans | 0.962 | 0.748*** |
...55 ans et + | 0.483*** | 0.456*** |
Sexe : homme | Réf. | Réf. |
...femme | 1.064 | 1.032 |
Niveau de formation : Bac | Réf. | Réf. |
...Bac +5 et plus | 1.382*** | 0.642*** |
...Bac+3 et 4 | 1.165 | 0.806*** |
...Bac +2 | 1.178** | 0.880*** |
...Infra Bac | 0.922 | 0.907* |
Motif d’inscription : autres motifs | Réf. | Réf. |
…fin de contrat | 0.681*** | 1.570*** |
Indemnisation : allocation de retour à l’emploi | Réf. | Réf. |
…allocation de solidarité spécifique | 0.424*** | 0.428*** |
…RSA | 0.539*** | 0.490*** |
…aucune | 1.093 | 0.87*** |
Résident en QPV : non | Réf. | Réf. |
…oui | 1.048 | 0.936 |
Résident en région parisienne : non | Réf. | Réf. |
…Oui | 1.130*** | 0.735*** |
Périmètre géographique de recherche : entre 30mn et une 1h ou entre 14 et 40 km | Réf. | Réf. |
...< à 30 mn ou < à 14 km | 1.076 | 0.883*** |
...> à 1h ou > à 40 km | 1.149** | 1.097** |
Nombre d’années d’expérience dans le métier recherché : inférieure ou égale à 2 ans | Réf. | Réf. |
…aucune | 0.796*** | 0.824*** |
...3 à 6 ans | 0.979 | 0.950 |
...7 à 10 ans | 0.911 | 0.927 |
...supérieure à 10 ans | 1.067 | 0.900* |
Métier recherché en tension : non | Réf. | Réf. |
…oui | 1.465*** | 0.850* |
Passé professionnel : emploi régulier | Réf. | Réf. |
...plusieurs emplois | 1.079 | 1.290*** |
...alternance emploi et chômage | 0.933 | 1.210*** |
...travail occasionnel | 0.657*** | 1.251*** |
...jamais travaillé | 0.629*** | 0.977 |
Situation familiale : célibataire sans enfant(s) à charge | Réf. | Réf. |
...célibataire avec enfant(s) en charge | 1.033 | 0.893* |
...couple avec conjoint en emploi | 1.033 | 0.867*** |
...couple avec conjoint sans emploi | 0.775** | 0.926 |
Modèles de Cox avec censure à droite des risques concurrents (cf. annexe).
Champ : ensemble des demandeurs d’emploi répondants.
Lecture : pour une modalité donnée, un rapport de risques > 1 dans le premier modèle et < 1 dans le deuxième modèle signifie une probabilité plus importante que le premier emploi obtenu soit en CDI et moins importante qu’il soit en CDL, par rapport à la modalité de référence (et inversement). Des rapports de risques < 1 dans les deux modèles sont synonymes d’une diminution des chances de connaitre les évènements d’intérêt, indépendamment du type du contrat. Enfin, si les rapports de risques sont > 1 dans les deux modèles, les chances d’accéder à l’emploi sont plus importantes quel que soit le type de contrat.
***, **, * : coefficients significatifs à 1 %, 5 % et 10 %.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage » et fichier historique des demandeurs d’emploi
2. Partir, pour aller où ?
2.1. Un premier emploi instable, et après ?
10Lorsque l’on s’intéresse aux situations qui suivent la première entrée en CDL, une personne sur deux bascule dans le chômage ou cesse d’être active. Concernant les transitions vers l’emploi, le premier CDL débouche sur un CDI ou sur un CDL dans une autre entreprise dans, respectivement, 13 % et 19 % des cas. Enfin, 18 % de ces personnes ont eu un (ou plusieurs) CDL dans la même entreprise et y sont restés tout au long de la période étudiée (tableau 3).
Tableau 3 • Première transition depuis la première entrée en CDL (en %)
Transition vers un CDI (1) | 13 |
Transition vers un autre CDL (2) | 19 |
Transition vers le chômage/l’inactivité (3) | 51 |
Toujours en CDL dans la même entreprise (censure) | 18 |
Total | 100 |
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu un premier emploi en CDL.
(1) durée moyenne avant la transition = 5 mois.
(2) durée moyenne avant la transition = 3 mois.
(3) durée moyenne avant la transition = 4 mois.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
11En ce qui concerne la première transition consécutive à une première embauche en CDL (si elle a lieu), elle peut prendre la forme d’un CDI (dans la même entreprise ou non), d’un CDL dans une autre entreprise ou d’une sortie vers le chômage ou l’inactivité. En analysant les trajectoires plus en détail, nous pouvons mettre en évidence que l’emboîtement contractuel, soit l’obtention d’un CDI dans la même entreprise, concerne les trois quarts des transitions du premier emploi en CDL vers le CDI. Parmi les individus qui connaissent, depuis leur entrée dans un CDL, une transition vers un CDL dans une autre entreprise, 26 % finissent par trouver un CDI par la suite. Ce taux d’obtention d’un CDI in fine chute à 20 % pour ceux qui transitent par une situation de chômage après un premier emploi en CDL (tableau 4).
Tableau 4 • Détail des parcours depuis la première entrée en CDL (en %)
|
| % ensemble des transitions | % au sein des parcours |
CDL➔CDI, même entreprise | 10 | 76 | |
Parcours 1 | CDL➔CDI, autre entreprise | 3 | 24 |
| Total CDL➔CDI |
| 100 |
CDL➔CDL, autre entreprise, sans accès au CDI ensuite | 14 | 74 | |
Parcours 2 | CDL➔CDL, autre entreprise, avec accès au CDI ensuite | 5 | 26 |
| Total CDL➔CDL |
| 100 |
CDL➔chômage/inactivité, sans accès au CDI ensuite | 41 | 80 | |
Parcours 3 | CDL➔chômage/inactivité, avec accès au CDI ensuite | 10 | 20 |
| Total CDL➔chômage/inactivité |
| 100 |
CDL, même entreprise jusqu’à la fin de période | 5 | 28 | |
Parcours 4 | CDL, même entreprise jusqu’à sortie en cours de période | 13 | 72 |
Total sans transition |
| 100 | |
| Total | 100 |
|
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu un premier emploi en CDL.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
12Le tableau suivant présente les résultats des estimations au regard des transitions du CDL vers un CDI, vers un CDL dans une autre entreprise et vers le chômage ou l’inactivité. « Toutes choses égales par ailleurs », la probabilité de passer du CDL au CDI augmente avec le niveau de diplôme et l’expérience professionnelle. Parallèlement, cette probabilité diminue significativement pour les bénéficiaires du RSA. Les plus jeunes ont une probabilité plus importante de passer d’un CDL à un CDL dans une autre entreprise, sans passer par le chômage. Ce type de mobilité est en adéquation avec un passé professionnel déjà caractérisé par la succession d’emplois. Le risque de basculer vers une situation de chômage est significativement plus faible pour les plus diplômés et pour ceux qui alternent périodes d’emploi et périodes de chômage.
Tableau 5 • Probabilités instantanées d’obtenir un CDI, un CDL dans une autre entreprise ou de se trouver au chômage ou dans l’inactivité, après un premier emploi en CDL
| Transition depuis le premier CDL… | ||
| ...vers un emploi en CDI | ...vers un CDL dans une autre entreprise | ...vers le chômage/inactivité |
| Rapport de risques exp (β) | ||
Âge : 25-34 ans | Réf. | Réf. | Réf. |
…< 20 ans | 0.896 | 1.457** | 1.038 |
…20-24 ans | 1.343** | 1.238** | 1.035 |
...35-49 ans | 1.032 | 0.958 | 0.867** |
...50-54 ans | 0.821 | 0.886 | 0.889 |
...55 ans et + | 0.916 | 0.778 | 0.847 |
Sexe : homme | Réf. | Réf. | Réf. |
...femme | 0.952 | 0.767*** | 0.922 |
Niveau de formation : Bac | Réf. | Réf. | Réf. |
...Bac +5 | 1.328** | 0.762* | 0.844** |
...Bac+3 et 4 | 1.347** | 1.040 | 0.861* |
...Bac +2 | 1.167 | 1.061 | 1.032 |
...Infra Bac | 0.956 | 0.973 | 1.075 |
Bénéficiaire du RSA : non | Réf. | Réf. | Réf. |
…oui | 0.689** | 0.766** | 1.010 |
Passé professionnel : emploi régulier | Réf. | Réf. | Réf. |
...plusieurs emplois | 1.218* | 1.433*** | 1.151** |
...alternance emploi et chômage | 0.810* | 1.095 | 1.133** |
...travail occasionnel | 0.722** | 0.872 | 1.071 |
...jamais travaillé | 0.509*** | 0.798 | 0.921 |
Modèles de Cox avec censure à droite des risques concurrents (cf. annexe).
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu au cours de la première vague un premier emploi salarié en CDL.
***, **, * : coefficients significatifs à 1 %, 5 % et 10 %.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage » et fichier historique des demandeurs d’emploi.
2.2. Un premier emploi stable. Vraiment ?
13Plus des trois quarts des reprises d’emploi en CDI se font au cours des 6 premiers mois (tableau 6). Les individus en emploi au cours des interrogations successives (à 6, 12, 18 et 24 mois) sont amenés à se prononcer sur différents aspects liés aux conditions d’emploi, leur niveau de satisfaction ainsi que les concessions réalisées pour obtenir cet emploi. Parmi les premiers emplois obtenus en CDI au cours de la première vague, 71 % sont à temps plein (tableau 7), ce qui est légèrement inférieur au taux observé parmi l’ensemble des emplois obtenus sur la même période, soit 75 %. Si moins d’un contrat de travail sur trois est à temps partiel, 70 % des individus concernés évoquent le caractère « subi » de cette forme d’emploi car ils souhaitent travailler davantage.
Tableau 6 • Répartition des CDI par période d’obtention (vagues), premier emploi (en %)
Vague 1 : au cours des 6 premiers mois | 77 |
Vague 2 : au cours du 7ème et 12ème mois | 15 |
Vague 3 : au cours du 13ème et 18ème mois | 5 |
Vague 4 : au cours du 19ème et 24ème mois | 3 |
Total | 100 |
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu un premier emploi salarié en CDI.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
Tableau 7 • Temps de travail du premier emploi en CDI (en %)
CDI à temps plein | 71 |
CDI à temps partiel "choisi" | 8 |
CDI à temps partiel "subi" | 21 |
Total | 100 |
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu au cours de la première vague un premier emploi salarié en CDI. Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
14Parmi les personnes qui ont accédé à un premier emploi salarié en CDI, deux tiers ont réussi à le conserver à l’issue des 24 mois d’observation (tableau 8). Une personne sur deux qui n’est plus en CDI déclare être au chômage et 25 % affirment être en contrat à durée limitée (tableau 9).
Tableau 8 • Stabilité du CDI à l’issue de la période d’observation (en %)
Toujours en CDI | 67 |
N’est plus en CDI en fin de période (1) | 33 |
Total | 100 |
(1) durée moyenne en CDI = 8 mois.
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu un premier emploi salarié en CDI et toujours présents en fin de période.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
Tableau 9 • Situation des personnes qui ne sont plus en CDI en fin de période (en %)
Recherche d’emploi | 51 |
Emploi à durée limitée | 25 |
Création d’entreprise | 10 |
Formation | 7 |
Inactivité | 7 |
Total | 100 |
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu un premier emploi salarié en CDI et toujours présents en fin de période. Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage ».
15Si le panel ne renseigne pas sur les motifs de rupture du CDI (fin de la période d’essai, démission, licenciement…), une analyse « toutes choses égales par ailleurs » permet de renseigner l’influence de certains facteurs (tableau 10). Ainsi, lorsque l’emploi est à temps partiel « choisi » et « subi », la probabilité de ne plus être en CDI en fin de période est respectivement multipliée par 1,8 et par 2 par rapport à un temps plein. Les employés non qualifiés ainsi que les personnes travaillant dans certains secteurs comme la construction sont également plus souvent concernés par ces ruptures (ceteris paribus). Enfin, les 55 ans et plus et, dans une moindre mesure, les plus jeunes ont une probabilité supérieure de ne plus être en CDI, soit respectivement 2,3 et 1,3 fois supérieure par rapport aux personnes d’âge intermédiaire.
Tableau 10 • Probabilité de ne plus être en CDI à la fin de la période d’observation
| OR |
Conditions d’emploi : temps plein | Réf. |
…temps partiel "choisi" | 1.844*** |
…temps partiel "subi" | 2.115*** |
CSP de l’emploi obtenu : employé qualifié | Réf. |
...artisan ou commerçant | 0.477*** |
...cadre et profession intellectuelle supérieure | 0.792*** |
...profession intermédiaire | 0.867* |
...employé non qualifié | 1.283*** |
...ouvrier non qualifié | 0.433*** |
...ouvrier qualifié | 1.046** |
Secteur d’activité : services à la personne | Réf. |
...agriculture | 0.336*** |
...industrie | 0.756 |
...construction | 1.115*** |
...commerce | 1.085*** |
...services aux entreprises | 0.921*** |
Sexe : homme | Réf. |
…femme | 1.021 |
Âge : 25-34 ans | Réf. |
…moins de 25 ans | 1.341*** |
…35-49 ans | 0.910*** |
…50-54 ans | 1.038*** |
…55 ans et plus | 2.337*** |
Lecture : modèle logit. Les odds ratios (OR – rapports des chances) mesurent la survenue d’un élément pour un groupe exposé à un facteur de « risque » par rapport à un autre groupe non exposé. Un odds ratio > 1 correspond à la présence d’un effet positif. Inversement, un odds ratio < 1 renvoie à un effet négatif. Lorsqu’il est égal à 1, il n’y a pas d’effet observé.
Champ : demandeurs d’emploi ayant obtenu au cours de la première vague un premier emploi salarié en CDI.
***, **, * : coefficients significatifs à 1 %, 5 % et 10 %.
Source : Pôle-Emploi, panel « entrants au chômage » et fichier historique des demandeurs d’emploi.
Conclusion
16Le premier emploi obtenu après l’inscription au chômage est, le plus souvent, sous contrat à durée limitée. 28 % des emplois en CDL finissent par donner accès, directement ou indirectement, à un CDI. La probabilité d’accéder à un CDI dépend fortement des caractéristiques sociodémographiques des chômeurs, ainsi que de leur passé professionnel. Ces CDI sont obtenus le plus souvent pendant les premiers mois après l’inscription et sont majoritairement à temps plein ; cependant, ils ne sont pas tous forcément permanents, leur durée moyenne est de 8 mois. Leur durée d’existence est essentiellement fonction des caractéristiques de l’emploi (temps de travail, secteur d’activité) et de la CSP de la personne. La « précarité de droit » ne va pas forcément de pair avec la « précarité de fait ». L’importance du secteur d’activité, de la nature de l’emploi et de la CSP confirment la pertinence du cadre théorique de la file d’attente (Thurow, 1975).
17Nos résultats ne témoignent que d’un état des lieux des trajectoires des chômeurs pendant une période relativement courte et assez particulière, car heurtée par les mesures de confinement suite à l’épidémie de Cov19. Étudier les trajectoires pendant deux ans des personnes qui s’inscrivent au chômage constitue cependant un bon proxi de la mobilité professionnelle des chômeurs, dans la mesure où la probabilité de trouver un emploi est en général inversement corrélée avec la durée du chômage. Cette étude mérite d’être prolongée à l’aide de données plus détaillées permettant de mieux mettre en évidence les différentes stratégies des acteurs et, surtout, d’obtenir une plus grande profondeur en termes de suivi temporel.
Bibliographie
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Format
Atkinson T. (1984). Manpower Strategies for Flexible Organisations. Personnel Management, 16, 28-31.
Blache G. & Saby K. (2015). Panels entrants 2012. Diversité des parcours vers l’accès à l’emploi. Pôle-Emploi, Éclairages et Synthèses, 12.
Blasco S. & Givord, P. (2010). Les trajectoires professionnelles en début de vie active : quel impact des contrats temporaires ? Économie et Statistique, 431-432, 73-93.
Doeringer P.B. & Piore M. (1971). Internal Labor Markets and Manpower Analysis. Heath Lexington Books.
10.4324/9781003069720 :Fine J.P. & Gray R.J. (1999). A Proportional Hazards Model for the Subdistribution of a Competing Risk. Journal of the American Statistical Association, 99, 496-509.
10.1080/01621459.1999.10474144 :Flamand J. (2016). Dix ans de transitions professionnelles : un éclairage sur le marché du travail français. France Stratégie (Document de travail, n° 3).
Givord P. (2006). Formes particulières d’emploi et insertion des jeunes. Économie et Statistique, 388-389, 145-169.
Jauneau Y. & Vidalenc J. (2021). L’emploi résiste, le halo autour du chômage augmente. Insee Première, 1844.
Lizé L. & Prokovas N. (2014a). Au sortir du chômage : précaires malgré un contrat à durée indéterminée ? Formation Emploi, 125, 89-112.
Lizé L. & Prokovas N. (2014b). Un regard sur la qualité de l’emploi après le chômage. Revue Française de Socio-Économie, 14, 221-241.
Milin K. (2018). CDD, CDI : comment évoluent les embauches et les ruptures depuis 25 ans ? Dares analyses, 26.
Paraire X. (2015). Plus d’un tiers des CDI sont rompus avant un an. Dares Analyses, 5.
Rémy V. & Simonnet V. (2021). Quels sont les usages des contrats courts ? Pratiques et points de vue d’employeurs et de salariés. Dares Analyses, 18.
Rouxel C. (2009). Conditions de travail et précarité de l’emploi. Dares Premières Synthèses, 28.2.
Signoretto C. (2015). Les pratiques des employeurs en matière de rupture du CDI : un nouveau regard sur les règles de protection de l’emploi. Travail et Emploi, 142, 69-83.
10.4000/travailemploi.6639 :Thurow L.C. (1975). Generating Inequality. New York: Basic Books.
10.1007/978-1-349-15723-5 :Annexe
La modélisation économétrique
L’analyse économétrique s’appuie sur l’utilisation de modèles à hasard proportionnel en prenant à la fois en compte les censures aléatoires et fixes inhérente aux données de panel et le fait qu’un individu puisse sortir du chômage pour différentes causes. Dans le modèle de Cox, le risque instantané est le produit d’une fonction de risque de base λ0(t) (hasard moyen) commun à l’ensemble des individus (forme non spécifiée ou semi-paramétrique) et d’une fonction exponentielle des facteurs de risque dont les paramètres β doivent être estimés :
, avec 
Dans le premier volet de cette étude nous nous intéressons à deux événements auxquels les chômeurs peuvent être confrontés une fois leur inscription réalisée : la transition vers un CDL (ɛ1) et celle vers un CDI (ɛ2). Les données observables sont représentées par le temps de suivi et une variable qui spécifie quel évènement est survenu en premier. Ces deux issues possibles seront considérées comme concurrentes et mutuellement exclusives : la survenue d’un évènement tiers (sortie du chômage liée à une reprise d’emploi en CDL) modifie la possibilité d’observer l’évènement d’intérêt (sortie du chômage liée à une reprise d’emploi en CDI). Dans notre analyse, l’évènement d’intérêt sera défini tour à tour par les différentes transitions possibles de sortie du chômage. Nous utilisons un modèle de Cox en considérant les temps de survenue de l’évènement d’intérêt comme censurés aléatoirement à droite au moment de l’occurrence du risque compétitif. Cette approche sera privilégiée par rapport à celle de Fine et Gray (1999) dans la mesure où l’objectif est non de prédire à partir d’une fonction d’incidence cumulée, mais seulement d’estimer l’effet des covariables sur la survenue d’un évènement d’intérêt « cause-specific hazard ». On s’intéresse ici au taux d’occurrence d’un évènement spécifique chez des individus qui n’ont vécu aucun des évènements. Dans le deuxième volet de l’étude, trois types de transitions sont analysés pour les personnes qui ont connu une première transition vers un emploi en CDL (ɛ2) : les transitions vers un CDI (ɛ3), vers un CDL dans une autre entreprise (ɛ4) et, enfin, vers le chômage et l’inactivité (ɛ5).
Modèles à risques concurrents avec deux et trois états

Lecture : l’état ɛ0 correspond à l’absence d’emploi salarié, l’état ɛ1 représente l’accès à un premier emploi en CDI tandis que l’état ɛ2 correspond à l’accès à un premier emploi en CDL. La probabilité d’être dans l’état 0 (probabilité de survie) est donnée par S(t), la probabilité d’être dans l’état 1 (fonction de répartition) par F1(t) et celle d’être dans l’état 2 par F2(t). h01(t) et h02(t) représentent respectivement le risque (hasard) ou probabilité conditionnelle de passer de l’état 0 à 1 (modèle 1) et de l’état 0 à 2 (modèle 2) dans l’intervalle (t+dt), conditionnellement au fait d’être encore en 0 au temps t.
Auteurs
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