L’impact de la formation : une tentative d’évaluation sur données longitudinales 1 Les résultats des travaux d’évaluation sur données françaises

L’évaluation de l’impact de la formation continue – qu’elle émane des entreprises ou des pouvoirs publics – sur la carrière professionnelle a fait à notre connaissance l’objet d’assez peu de travaux sur données françaises. Cette faiblesse est sans doute due au manque particulièrement patent en France de données longitudinales en population générale. En ce qui concerne la formation en entreprise, on peut citer essentiellement les travaux de Goux et Maurin (1997) et de Fougère, Goux et Maurin (2001). Ces deux travaux évaluent l’impact de la formation financée par les entreprises. Ils reposent sur les données de l’enquête Formation Qualification Professionnelle qui offrent une fenêtre d’observation des trajectoires sur une période de cinq ans. Les conclusions de ces deux articles sont globalement les suivantes :

– les formés quittent l’entreprise formatrice moins souvent que les non-formés. Il s’agit essentiellement d’un phénomène de sélection.

– Le salaire des formés n’évoluent pas significativement différemment de celui des non-formés, sauf lorsqu’ils sont amenés à changer d’entreprises. Dans ce cas, les formés subissent une décote moins importante que les non-formés.

La formation financée par les pouvoirs publics ou par les partenaires sociaux a été davantage étudiée. Un assez grand nombre de travaux confirment la nette efficacité des stages réalisés en contrat de qualification ou en alternance sur la vitesse d’accès à l’emploi et sur la stabilité de l’emploi atteint. Il semble que ce soit davantage l’expérience acquise par l’exercice d’un emploi en parallèle des enseignements qui constitue la plus-value perçue par les futurs employeurs. Mais cette efficacité passe aussi par un effet contact : une forte proportion de jeunes s’insèrent ensuite chez l’employeur d’accueil ou dans la sphère de relations de celui-ci. En revanche, les résultats des quelques évaluations des stages de formation suivis par les chômeurs sont peu probants : aucun impact notable sur le devenir des bénéficiaires ne peut être dégagé de ces études. Il est difficile toutefois à ce stade de savoir si la faiblesse des résultats tient à une réelle inefficacité ou à l’inadaptation des données disponibles. En particulier, les données utilisées considèrent les stages dans leur ensemble, alors même que ces derniers visent des publics et des objectifs très hétérogènes.

3.2. Une nouvelle évaluation à partir du panel européen

L’évaluation développée ci-après repose sur l’hypothèse selon laquelle si les formations ont un impact sur la situation professionnelle, celui-ci ne peut réellement s’observer qu’au bout d’une durée suffisamment longue. De fait, on peut imaginer que la faiblesse de l’impact mesuré par les travaux de Goux et alii (1997) et Fougère et alii (2001) peut être dû à un recul insuffisant entre la date de mesure de l’impact et celle de la formation. Dans les données utilisées par Fougère et alii, la durée moyenne entre la formation et le salaire mesuré n’est sans doute que de quelques mois. C’est la dernière formation qui y est en effet rétrospectivement mesurée sur cinq ans. À ce titre, la disponibilité des données du panel européen constitue une opportunité certaine pour tenter de mesurer l’impact de la formation sur la situation professionnelle. Toutefois, la méthode que nous mettons en œuvre n’est pas identique à celle de ces travaux : ces derniers se fondent sur l’utilisation de variables instrumentales. Ici, nous privilégions la méthode d’appariement (voir Brodaty et alii (2005) et Crépon (2001) pour une présentation complète de ces méthodes).

3.3. Les résultats

Les estimateurs exposés ci-dessus sont appliqués pour chacun des deux types de formation (formation financée par un organisme, formation financée par l’employeur) à quatre variables d’intérêt : la part d’inactivité, la part d’emploi, le taux de chômage et la part de CDI dans l’emploi.

Pour les formations « employeur », ils sont appliqués également à l’évolution du salaire annualisé. Deux estimateurs sont ainsi calculés :

– l’estimateur « naïf », défini par l’écart entre la moyenne de la variable d’intérêt sur le groupe formé et le groupe non formé ;

– l’estimateur pondéré, défini par l’écart entre la moyenne de la variable d’intérêt sur le groupe formé et la variable d’intérêt sur le groupe non formé, laquelle est pondérée par la différence des scores de propension à avoir suivi une formation (voir Crépon et Brodaty et alii).

Les intervalles de confiance de chacun de ces estimateurs sont calculés par la méthode du bootstrap.

3.4. Formation « organisme »

Les différentiels entre les situations professionnelles entre formés et non-formés évoluent même assez longtemps après la période de formation. En 1996, paradoxalement, le taux de chômage des formés est significativement supérieur à celui des non-formés, mais à partir de 1997 (soit près de deux ans après la période de formation), l’écart en matière de chômage devient négligeable. De ce point de vue, cette évaluation n’apporte aucun résultat alternatif aux travaux déjà conduits. Mais les données utilisées ici ne se démarquent pas de celles déjà existantes : les formés « organismes » sont peu nombreux et les formations sont considérées comme un vaste ensemble, alors qu’on sait par ailleurs qu’elles sont très hétérogènes.

En revanche, c’est sur le taux d’emploi que l’écart entre formés et non-formés se stabilise peu à peu à un niveau significativement non nul. Cet écart ne s’explique pas, on l’a vu, par un chômage moindre des formés mais par une part en inactivité supérieure chez les non-formés. Ce constat concerne essentiellement les femmes. Les femmes non formées ont donc plus souvent tendance que les femmes formées à se retirer du marché du travail.

Remarquons que les écarts estimés sont peu précis en raison du faible nombre de personnes passées par une formation de type « organisme ».

3.5. Formation « employeur »

Les écarts estimés sont beaucoup plus précis. Indéniablement, si l’on croit à la validité de la méthode utilisée, à l’inverse des travaux recensés plus haut, les formés ont un devenir plus favorable. On observe en effet :

– un taux de stabilité légèrement mais néanmoins significativement plus important chez les formés.

– un taux d’emploi significativement plus important chez les formés. Cet écart s’explique pour moitié environ par un taux de chômage moins important chez les formés et pour moitié par un taux d’inactivité moins important chez les formés.

– Que ces écarts s’accentuent (surtout en ce qui concerne l’inactivité) progressivement jusqu’à deux années après la période de formation. Ils se stabilisent à partir de 1998.

– Lorsque le même exercice est réalisé d’une part pour les personnes en première partie de carrière et d’autre part en seconde partie de carrière, l’une ou l’autre de ces deux explications prend le dessus : pour les jeunes, la part des CDI et le taux de chômage sont respectivement supérieur et inférieur pour les formés. En revanche, il n’y a pas d’impact de la formation sur la part d’inactivité pour les plus jeunes. Pour les plus âgés, en revanche, c’est surtout une inactivité supérieure et dans une moindre mesure un chômage supérieur qui caractérisent les formés. En revanche, pas de trace d’un effet sur la stabilité de l’emploi chez cette catégorie d’âge.

– L’écart entre les évolutions du salaire est assez spectaculaire : sur une période de cinq ans, les formés voient leur salaire croître de près de cinq points de plus que les non-formés.