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Corpus – Travailler plus !

Les longues semaines de travail

Multiplicité et inégalité des situations
Long working weeks: a multitude of configurations spread unevenly across the social space
Las semanas de trabajo largas. Configuraciones múltiples y desigualmente distribuidas en el espacio social
Simon Paye

Résumés

En France, environ un actif occupé sur cinq est concerné par les longues semaines de travail, dépassant la limite légale de 48 heures. Mais une même durée peut cacher plusieurs formes d’emprise temporelle du travail sur la vie des individus. L’analyse des données de l’enquête Emploi du temps (INSEE) montre que les semaines longues n’ont pas de régime temporel spécifique. Elles peuvent être plus ou moins récurrentes dans le temps. Elles peuvent résulter d’un allongement des journées travaillées, d’une augmentation du nombre de jours travaillés, ou du cumul des deux. Ces configurations renvoient à des différenciations sociales, notamment en termes de catégorie socioprofessionnelle et de sexe, et à différents modèles sociaux d’organisation du temps de travail.

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Texte intégral

1« Les statistiques dont on dispose ne présentent en général que des moyennes [...]. Or la réalité fait apparaître en pratique de telles disparités que toute étude doit tenir compte de la dispersion des temps, qui peut aller de 30 heures à 60 heures et plus par semaine. » Cet avertissement de Pierre Naville (1972, 113) trouve régulièrement des échos dans les travaux des sociologues contemporains (Presser, 2004 ; Bouffartigue & Bouteiller, 2006). Mais les mises en pratique restent malheureusement trop peu nombreuses : alors qu’une littérature abondante aborde les rémunérations sous l’angle des inégalités, les durées de travail restent bien souvent subsumées dans des moyennes. Analyser la dispersion des durées de travail permet pourtant d’informer les débats récurrents sur le « partage du travail » ou sa nécessaire réduction généralisée (Larrouturou & Méda, 2016), mais aussi les recherches sociologiques sur la dimension temporelle des inégalités sociales (Lesnard, 2006 ; Bouffartigue, 2012). D’autant plus que dans de nombreux pays, la réduction biséculaire de la durée du travail semble céder le pas à une tendance à l’augmentation des inégalités de temps de travail (Tremblay & Villeneuve, 1998 ; Presser, 2004). Aux États-unis par exemple, ces inégalités sont telles que l’on peut parler, selon certains auteurs, de deux pôles divergents : l’« overwork » et l’« underwork » (Jacobs & Gerson, 2004). En France, le contexte historique est a priori propice à un tel mouvement de polarisation, avec le développement de l’individualisation et de la flexibilisation des temps de travail depuis le début des années 1980 (Afsa & Marchand, 1990 ; Thoemmes, 2000) et suite à l’adoption des lois sur les 35 heures (Lallement, 2003 ; Bouffartigue, 2012). Les études quantitatives sur le cas français confirment que se développe le « sous-emploi », via le chômage intermittent ou le temps partiel subi (Guggemos & Vidalenc, 2014). En revanche, il est plus difficile de cerner l’évolution de la part des longs horaires, en raison de la rareté des études empiriques sur la question et leur non-comparabilité due aux variations de période et de méthodes retenues (Chenu, 2002 ; Lesnard, 2006 ; Devetter, 2008 ; Sautory & Zilloniz, 2015).

  • 1 Je remercie les relecteurs de la revue ainsi que Colin Marchika et Mathieu Béraud pour leurs commen (...)

2De nombreux indices suggèrent que le caractère fortement normé de la durée légale de travail (Lallement, 2003) s’est effrité ces dernières années (Bouffartigue, 2012, 75-100). Mais les travaux empiriques existants ne permettent pas de savoir dans quelle mesure la polarisation des temps de travail s’accroît, et, si tel est le cas, laquelle des deux extrémités de la distribution des temps travaillés se développe le plus. Dans cet article, on cherchera à contribuer à l’étude de ces questions à travers une analyse portant sur le « haut » de la distribution des durées hebdomadaires1.

3Deux approches peuvent être distinguées pour étudier les extrémités de cette distribution. Une partie des études existantes a privilégié une approche inductive fondée sur les méthodes d’appariement optimal et de classification automatique (Lesnard, 2006 ; Sautory & Zilloniz, 2015). Leurs auteurs restituent de grandes oppositions entre différents types d’organisation temporelle du travail, mais la méthode retenue, qui suppose de mettre l’accent sur la dimension chronologique des journées ou des semaines de travail, ne permet pas d’isoler de manière satisfaisante les deux « extrémités » de la distribution des durées de travail pour en cerner précisément les spécificités. D’autres auteurs, suivant une approche plus chronométrique, ont centré l’analyse sur les durées de travail inférieures ou supérieures à un seuil défini plus ou moins arbitrairement. C’est l’option suivie par François-Xavier Devetter (2008) dans un article sur les semaines de plus de 48 heures de travail. L’avantage est de cerner sans ambiguïté le périmètre des longues durées de travail. En revanche, l’article explore très peu la dimension chronologique du temps de travail hebdomadaire, si bien que le risque est grand de faire abstraction de la diversité et ainsi de réifier les longues semaines en les considérant toutes comme équivalentes.

4Nous combinons ici approches chronométrique et chronologique, la première pour isoler les durées élevées de manière systématique et la seconde pour en restituer la diversité. Aborder ainsi les longues semaines de travail permet de faire tenir ensemble les trois dimensions de la « qualité du temps de travail » : durée, variabilité, et localisation (Devetter, 2001). Ce cadre théorique, qui s’est montré utile pour identifier des régimes temporels spécifiques à certaines populations de travailleurs (Devetter, 2004 ; 2006), a servi de guide pour la présente analyse des longues semaines de travail.

5Le principal résultat de cet article est qu’il n’existe pas de régime temporel spécifique aux semaines longues. L’emprise temporelle du travail suit des configurations différentes selon le caractère récurrent ou occasionnel des longues semaines dans le temps et selon la localisation du travail au sein de la semaine. On montrera que ces configurations renvoient à des différenciations sociales, notamment en termes de catégorie socioprofessionnelle et de sexe, et à différents modèles sociaux d’organisation du temps de travail.

6L’article resitue d’abord les longues semaines dans la distribution des durées hebdomadaires de travail et en analyse les évolutions notables entre 1999 et 2010 (partie 1). La focale est ensuite centrée sur les seules durées élevées de travail, qui concernent environ un actif occupé sur cinq. Leur analyse se décline en deux temps. Tout d’abord, leur caractère habituel ou exceptionnel est rapporté aux trajectoires sociales des individus (partie 2). Ensuite, une analyse typologique permet de dégager trois types de semaines longues (sept journées standard de travail, cinq journées denses de travail, sept journées denses de travail) dont la fréquence varie selon les caractéristiques socio-économiques des individus (partie 3).

Mesurer la durée hebdomadaire de travail avec les enquêtes Emploi du temps (EDT)

Plusieurs auteurs ont établi que la méthode traditionnelle d’estimation de la durée de travail (données déclaratives concernant une semaine « habituelle » de travail), qui enregistre des perceptions personnelles, conduisait à surestimer le temps de travail des individus travaillant le plus (Robinson & Gershuny, 1994 ; Pronovost, 2013). Par ailleurs, l’essor des horaires flexibles et de la régulation des temps de travail à l’échelle annuelle, voire pluriannuelle, rend plus difficile la déclaration d’une durée « habituelle » de travail hebdomadaire (Bruyère & Chagny, 2002, 133). À ce titre, les enquêtes EDT de 1999 et 2010 offrent une alternative précieuse, bien qu’encore sous-exploitée par les sociologues du travail (Économie et Statistique, 2015). Les enquêtés ont en effet été invités à remplir un « semainier de travail » mentionnant, pour chaque tranche de 15 minutes, celles qui sont consacrées au travail. Cette source est considérée comme offrant les estimations les plus fiables des durées de travail (Chenu & Lesnard, 2006).

  • 2 Sont exclues les personnes au chômage ou en interruption longue d’activité.
  • 3 En conservant dans le champ d’analyse les semaines « anormales » de travail (semaine de congés, chô (...)

Le semainier a été introduit dans l’édition de 1999 de l’enquête EDT, puis reconduit pour l’édition de 2010. Au total, ces deux enquêtes ont recueilli respectivement 6676 et 4726 semainiers valides. On retiendra pour cet article les 5 284 et 3 514 semainiers remplis par des actifs occupés2 décrivant une semaine « normale » de travail d’au moins 15 minutes de travail. Étant donné les critères retenus pour le champ de l’analyse, nos estimations de durées seront plus élevées que celles effectuées sur l’ensemble des actifs occupés3 ou avec des instruments plus habituels, comme l’enquête Emploi. Toutefois, le décalage est relativement faible : d’après nos estimations, la durée hebdomadaire effective des salariés à temps plein en 2010 est de 40 h 21, contre 39 h 24 avec l’enquête Emploi de 2010 (INSEE, 2012). Cette différence de 2,4 % est similaire à celle constatée par Chenu (2002, 153), qui faisait remarquer que les horaires des semainiers de l’enquête de 1999 excédaient de 3,3 % les estimations de l’enquête Emploi de la même année. D’après Sautory et Zilloniz, qui ont eux aussi enregistré un écart similaire entre enquête Emploi et EDT, « les différences s’expliquent notamment par la comptabilisation du temps consacré au travail lié à l’activité professionnelle effectué au domicile » (2014, 7-8).

L’échantillonnage de ces deux enquêtes EDT conduit à des surreprésentations de certaines catégories de population. On utilisera donc les variables de pondération proposées par l’INSEE, tout en gardant en mémoire que les estimations ainsi produites sont dans l’ensemble très proches de celles qui sont calculées à partir des données brutes non redressées. Cette concordance s’observe tant dans les statistiques descriptives que dans les modèles de régression consignés en annexe.

1. Peu d’évolution aux deux extrémités de la distribution des durées de travail

7Les travaux historiques sur le temps de travail n’ont cesse de rappeler que le temps prescrit par les normes sociales ou dans le cadre d’une relation de subordination n’a que rarement trouvé les conditions pratiques pour correspondre aux temps effectifs (Maitte & Terrier, 2014). L’industrialisation de la production manufacturière puis la « taylorisation » d’une partie des emplois du secondaire et du tertiaire ont conduit toutefois à une période historique où une partie importante des salariés respectent des horaires précis d’embauche et de débauche, et où la notion de durée légale fait sens pour la majorité. Les années 1980 sont considérées comme le moment où la norme temporelle dite « fordienne » (Bouffartigue, 2012), alors hégémonique, commence à perdre en importance. Ainsi, en 1999, seulement un salarié sur six travaillait, à une heure près, l’équivalent de la durée légale hebdomadaire, et en 2010, seulement un salarié sur dix (tableau 1).

Tableau 1 : Répartition des salariés selon leur distance à la durée légale

1999

(durée légale : 39 h)

2010

(durée légale : 35 h)

Travaillent moins que la durée légale

37,7 %

28,4 %

Travaillent la durée légale (à une heure près)

16,2 %

10,3 %

Travaillent plus que la durée légale

46,1 %

61,3 %

Total

100 %

100 %

Champ : Salariés décrivant une semaine « normale » de travail

  • 4 Paul Bouffartigue, par exemple, affirme qu’« une moitié des actifs occupés se situe à bonne distanc (...)
  • 5 On peut mentionner le désencadrement des contingents d’heures supplémentaires, la défiscalisation d (...)

8Ce constat d’une divergence entre durée légale et durée effective, constatée par d’autres auteurs4, renvoie à deux explications complémentaires. Premièrement, l’abaissement de la durée légale de 39 à 35 heures n’a pas entraîné un abaissement proportionnel de la durée effective du travail, en raison de l’adoption de contre-mesures5 favorisant l’allongement de la durée de travail des salariés et de manière plus générale la dérégulation du temps de travail (Pélisse, 2008). Ainsi, tandis que la durée légale a baissé de 4 heures (de 39 heures à 35 heures), la durée hebdomadaire moyenne de travail des salariés n’a baissé que d’un peu plus d’une heure (de 39 h 14 en 1999 à 38 h 09 en 2010 selon l’EDT). La deuxième explication, complémentaire, est à chercher du côté de la dispersion des durées hebdomadaires de travail. Sa légère augmentation (tableau 2) contribue également à l’accroissement de la distance à la durée légale.

  • 6 Le coefficient de variation est un écart-type pondéré qui s’exprime en pourcentages de la moyenne. (...)

Tableau 2 : Évolution du coefficient de variation6 selon le statut d’emploi

1999

2010

salariés à temps complet

24,0 %

26,6 %

salariés à temps partiel

38,8 %

44,2 %

indépendants

34,7 %

37,2 %

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail

9Cette légère accentuation de la dispersion des durées hebdomadaires ne touche pas que les salariés, mais aussi les travailleurs indépendants. Aussi convient-il d’examiner la distribution des durées de travail pour l’ensemble des actifs. Comme le montre la figure 1, l’augmentation de la dispersion des durées de travail provient d’un « transfert » d’une partie de la population de la tranche 38-45 h à la tranche 30-38 h. L’affaissement du « pic » modal qui en résulte traduit le recul de la norme temporelle dominante. En revanche, les deux « extrémités » de la distribution restent relativement inchangées. La légère augmentation de la dispersion des durées hebdomadaires entre 1999 et 2010 ne doit donc pas être interprétée comme le signe d’un accroissement de la polarisation des temps travaillés en France.

Figure 1 : Distribution des durées hebdomadaires de 1999 et 2010

Figure 1 : Distribution des durées hebdomadaires de 1999 et 2010

Champ : actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail
Lecture : En 1999, un peu moins de 5 % des actifs occupés travaillaient 35 heures dans la semaine, contre environ 7,5 % en 2010. La ligne verticale indique la limite de 48 heures par semaine.

10Dans cet article, on s’intéresse plus spécifiquement au haut de la distribution des heures travaillées, situées à droite de la ligne verticale représentant le seuil des 48 heures hebdomadaires (figure 1). Le choix de cette borne, suggéré par Devetter (2008), se justifie par l’existence, en France, mais aussi dans toute l’Union européenne, d’une « durée maximale hebdomadaire absolue », au-delà de laquelle « aucun travail ne peut être demandé » (ministère du Travail, 2017). Ainsi construit, l’objet de la mesure prend une signification sociologique, en tant qu’il est défini à partir de la norme sociale qu’il transgresse.

Tableau 3 : Part des semaines de plus de 48 h selon le statut d’emploi et le sexe

1999

2010

Salariés à temps complet

19,0 %

17,9 %

dont : hommes

22,4 %

21,2 %

dont : femmes

13,2 %

13,2 %

Salariés à temps partiel

4,0 %

4,4 %

dont : hommes

7,3 %

14,9 %

dont : femmes

3,4 %

1,5 %

Indépendants

62,6 %

48,6 %

dont : hommes

73,8 %

56,1 %

dont : femmes

37,3 %

30,8 %

Tous actifs occupés

22,7 %

20,1 %

dont : hommes

30,3 %

27,0 %

dont : femmes

12,8 %

11,8 %

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail

11Comme le montre le tableau 3, les semaines de plus de 48 heures de travail concernent environ un actif occupé sur cinq en 2010. C’est 1,5 fois ce qu’a estimé F.-X. Devetter (2008) à partir des données de l’enquête Emploi, qui renseignent une durée déclarée comme habituelle. C’est en revanche inférieur à la proportion mesurée par O. Sautory et S. Zilloniz (2015, 188). Ces auteurs ont certes utilisé l’enquête EDT, mais ont eu recours à une méthode de classification inductive des semaines de travail qui isole imparfaitement les semaines longues. Cette méthode aboutit à des proportions nettement plus élevées que celles mesurées ici : 29 % en 1999 et 24 % en 2010. De plus, la multiplicité des critères (durée, localisation, ordre) entrant en jeu dans la classification des semaines est susceptible de capter différemment les longues durées d’une enquête EDT à l’autre, ce qui pose la question de la comparabilité des proportions entre 1999 et 2010.

12Le tableau 3 indique une diminution nettement moins marquée de la part des longues durées que ne le suggèrent les analyses de Sautory et Zilloniz. Chez les salariés à temps complet, la diminution n’est que d’un point de pourcentage. C’est chez les indépendants que la diminution est la plus prononcée (-14 points), ce qui paraît paradoxal pour une population non concernée par la réforme des 35 heures. C’est également chez les indépendants que les taux de longues semaines des hommes et des femmes convergent le plus sur la période (37 points de différence en 1999, contre 25 en 2010).

  • 7 Très rares, les longues semaines de travail peuvent apparaître, de manière occasionnelle, chez des (...)

13Le tableau 3 permet du reste de confirmer, si besoin était, le lien entre rapports sociaux de genre et temps de travail (Devetter, 2008). Chez les indépendants comme chez les salariés à temps complet, les hommes sont en proportion environ deux fois plus nombreux que les femmes à travailler plus de 48 heures par semaine. Dans le salariat à temps partiel, également concerné par les durées élevées de travail7, la différence est encore plus flagrante, du fait de la quasi-inexistence des longues semaines chez les femmes. L’effet du sexe se vérifie également en contrôlant l’âge, la catégorie socioprofessionnelle, le type de ménage et la mobilité sociale (cf. annexe, modèle 1 pour une modélisation « toutes choses égales par ailleurs »).

14Une approche par les groupes socioprofessionnels permet de mieux cerner la composition des travailleurs concernés par une forte emprise du travail (tableau 4). À eux seuls, les trois premiers groupes rassemblent environ 55 % des semaines chargées alors qu’ils représentent environ un quart des actifs occupés. Les professions intermédiaires, les employés et les ouvriers en représentent toutefois chacun environ 15 %. Ainsi, loin de se cantonner aux figures archétypales des indépendants ou des cadres au forfait qui « ne comptent pas leur temps », les longues semaines de travail se trouvent aussi dans les situations de subordination salariale classique. On retrouve ici une répartition quelque peu différente de celle relevée par Devetter (2008, 61) à partir de l’enquête Emploi de 2005 : alors qu’il comptait 39 % d’agriculteurs, artisans, commerçants et chefs d’entreprises parmi ceux travaillant plus de 48 heures par semaine, on n’en compte plus que 28 %, tandis que l’on dénombre, avec l’enquête EDT, davantage de salariés non-cadres parmi les actifs occupés concernés par de tels volumes horaires (45 % contre 31 %). Ces différences sont sans doute à interpréter à l’aune de la propension de l’enquête Emploi à surestimer le temps de travail des catégories socioprofessionnelles (CSP) où la durée de travail est plus élevée (Pronovost, 2013).

Tableau 4 : Répartition des semaines de plus de 48 heures dans les six groupes socioprofessionnels ( % en colonnes)

1999

2010

Semaines de plus de 48 h

Toutes semaines confondues

Semaines de plus de 48 h

Toutes semaines confondues

1 : Agriculteurs exploitants

11,9 %

3,6 %

9,5 %

2,9 %

2 : Artisans, commerçants et chefs d’entreprise

19,9 %

7,2 %

18,5 %

7,8 %

3 : Cadres et professions int. sup.

23,3 %

15,2 %

27,3 %

15,1 %

4 : Professions intermédiaires

15,8 %

21 %

16,2 %

23,8 %

5 : Employés

14,2 %

28,3 %

12,7 %

28 %

6 : Ouvriers

14,9 %

24,7 %

15,7 %

22,4 %

Ensemble

100 %

100 %

100 %

100 %

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail

15La comparaison entre 1999 et 2010 fait état de modifications plutôt marginales de la répartition des longues semaines de travail. L’évolution la plus notable concerne la part des cadres et professions intellectuelles supérieures qui passe de 23,3 % à 27,3 %, alors que leur part dans l’ensemble des actifs occupés est restée stable (environ 15 %). Au sein de cette catégorie, ce sont les cadres d’entreprise et les membres des professions libérales qui connaissent la progression la plus forte (de 14 à 17 % et de 3 à 4 % respectivement).

16Ainsi, la pratique des longues semaines de travail obéit à des logiques en lien avec les rapports sociaux de classe (Gershuny, 2009 ; Brousse, 2015) et de genre (Blair-Loy, 2009 ; Jacquemart, 2014). Une analyse plus approfondie est à présent nécessaire pour cerner la diversité des longues semaines de travail. Les deux parties qui suivent interrogent leur récurrence dans le temps puis la localisation du travail dans les sept jours de la semaine. La comparabilité entre les données de 1999 et de 2010 étant rendue difficile en raison de l’évolution de certaines questions de l’enquête EDT, la suite de cet article portera uniquement sur l’année 2010.

2. Des semaines chargées récurrentes ou occasionnelles ?

17L’analyse en termes de durée n’est qu’une première étape de l’étude des modalités pratiques que peut prendre une forte emprise temporelle du travail. On peut distinguer deux situations : une forte emprise « récurrente », où la semaine renseignée dans le semainier est similaire à la plupart des semaines travaillées dans l’année, et une forte emprise « occasionnelle », où elle n’est pas représentative des autres semaines de l’année. De sorte que si l’on annualisait les heures effectuées, les travailleurs en situation « récurrente » auraient une durée annuelle de travail plus élevée que ceux en situation « occasionnelle ».

18Pour estimer la part de ces deux situations à partir de l’enquête EDT 2010, nous avons confronté la durée de travail effective renseignée dans le semainier à la durée déclarée comme habituelle par les personnes interrogées. Lorsque la durée effective et la durée habituelle dépassaient toutes deux les 48 heures, nous avons considéré qu’il s’agissait d’une forte emprise « récurrente », qui avait tendance à se reproduire d’une semaine à l’autre. En revanche, lorsque la durée habituelle déclarée était inférieure à 48 heures, nous avons défini cette situation comme « occasionnelle ». Cet indicateur un peu fruste de périodicité des semaines chargées permet toutefois d’approcher deux cas de figure dont la signification sociologique diffère fortement. En effet, les longues semaines « récurrentes » renvoient à une logique de concentration des heures travaillées sur une partie des actifs, tandis que les longues semaines « occasionnelles » renvoient à la flexibilité des temporalités du travail (modulation, saisonnalité, travail sur projets avec échéances et « charrettes », variation du carnet de commandes, etc.).

19Sur les 20 % d’actifs occupés effectuant des longues semaines de travail, les semaines chargées « récurrentes » n’en concernent que la moitié (tableau 5). Il est intéressant de constater que cette proportion d’environ un actif sur dix est celle mesurée par F.-X. Devetter (2008) lorsqu’il analyse les semaines de plus de 48 heures à partir des données déclaratives de l’enquête Emploi. L’utilisation de l’enquête EDT permet donc de capter les longues semaines de travail que les données de l’enquête Emploi tendent à invisibiliser du fait de leur caractère non habituel.

Tableau 5 : Périodicité des semaines de plus de 48 h selon le statut d’emploi

Semaines de plus de 48 h

dont :

Semaines chargées « récurrentes »

Semaines chargées « occasionnelles »

Semaines chargées (sans autre précision)

Salariés à temps complet

17,9 %

7,4 %

9,5 %

1,0 %

Salariés à temps partiel

4,4 %

0,0 %

3,4 %

1,0 %

Indépendants

48,6 %

37,1 %

10,5 %

0,9 %

Ensemble actifs occupés

20,1 %

10,4 %

8,8 %

1,0 %

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail

  • 8 Le calcul de l’odds ratio indique que les hommes ont 2,7 fois plus de probabilités que les femmes d (...)

20La situation d’emprise temporelle « récurrente » est presque quatre fois plus probable que la situation « occasionnelle » chez les travailleurs indépendants. À l’inverse, c’est la situation occasionnelle qui prévaut chez les salariés. Ces résultats se vérifient également « toutes choses égales par ailleurs » à la vue des coefficients de régression associés aux codes 1 à 3 des groupes socioprofessionnels (annexe, modèle 2). La régression montre aussi que l’écart de probabilité selon le sexe est moins élevé lorsqu’il s’agit des longues durées « occasionnelles », en comparaison avec les longues durées « récurrentes »8. De sorte que les hommes, déjà surreprésentés dans les semaines chargées (73,6 %), le sont d’autant plus lorsque celles-ci sont « récurrentes » (78,1 %). Cette forte disproportion est à rapporter à l’inégale répartition des emplois et des quotités de travail dans l’ensemble de la population active, liée à la division sexuée du travail professionnel et du travail domestique (Économie et Statistique, 2015), ainsi qu’à la socialisation de genre qui produit des orientations scolaires et professionnelles différenciées tendant vers une sous-représentation des femmes dans les secteurs d’emploi les plus exigeants en disponibilité temporelle (Cha, 2013).

21Outre le statut d’emploi et le sexe, il semble pertinent d’interroger le lien entre la trajectoire sociale des individus et le type d’emprise temporelle du travail. Une hypothèse étonnamment absente de la littérature sociologique sur le temps de travail est celle d’un surinvestissement dans le travail en cas d’ascension sociale pour compenser la faiblesse des capitaux hérités. En d’autres termes, existe-t-il une « bonne volonté laborieuse » chez les individus suivant une trajectoire ascendante, qui serait le prix à payer pour compenser les inégalités d’origine ? Plusieurs recherches suggèrent qu’il en va ainsi dans certains milieux professionnels (Boltanski, 1982) ou scolaires (Bourdieu, 1981). À l’inverse, d’autres recherches affirment que les durées élevées de travail sont un signe distinctif (« badge of honour ») et font partie de l’éthos des classes dominantes (Gershuny, 2009 ; Ho, 2009), ce qui devrait se traduire par une surreprésentation des « héritiers » (mobilité stable ou descendante) parmi les semaines chargées.

  • 9 Une demande a été faite en ce sens auprès du service « Archives de données issues de la statistique (...)
  • 10 1 = pas de diplôme ou faiblement diplômé ; 2 = BEP, CAP ou bac ; 3 = bac + 2 ou équivalent ; 4 = ba (...)
  • 11 Le choix du décalage de deux niveaux vise à tenir compte de l’inflation des diplômes intervenue dan (...)

22L’enquête EDT 2010 ne fournit pas de variable renseignant la catégorie socioprofessionnelle d’origine des enquêtés sous forme recodée9. Nous avons pu en revanche reconstituer pour chaque enquêté sa trajectoire socio-éducative, définie par le différentiel de niveau de diplôme (codé dans une échelle de 1 à 410) entre l’individu et son père (ou, à défaut d’information, sa mère). Nous avons codé comme trajectoire socio-éducative descendante les cas où le niveau de diplôme du parent était de niveau supérieur à celui de l’enquêté ; comme trajectoire ascendante les cas où le niveau de diplôme du parent était au moins de deux niveaux inférieur à celui de l’enquêté11, et comme trajectoire stable les autres cas.

Tableau 6 : Périodicité des semaines de plus de 48 h selon la trajectoire socio-éducative

Semaines de plus de 48 h

dont :

Semaines chargées « récurrentes »

Semaines chargées « occasionnelles »

Semaines chargées (sans autre précision)

Trajectoire descendante

14,6 %

6,3 %

7,8 %

0,5 %

Trajectoire stable

19,7 %

10,7 %

8,2 %

0,8 %

Trajectoire ascendante

24,8 %

13,7 %

9,6 %

1,5 %

Ensemble actifs occupés

20,1 %

10,4 %

8,8 %

1,0 %

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail

23Le tableau 6 montre que les trajectoires socio-éducatives ascendantes sont plus souvent associées aux semaines chargées que les autres types de trajectoires. Ce constat est notamment visible concernant les semaines chargées « récurrentes », qui concernent près d’un individu en trajectoire ascendante sur sept, contre un sur dix chez l’ensemble des actifs occupés. Cela donne plus de crédit à l’hypothèse de la « bonne volonté laborieuse » qu’à celle du « badge of honour ». Les signes des coefficients de régression (annexe, modèles 1 et 2) ont une valeur très faible et non significative, ce qui suggère que la trajectoire sociale a une influence secondaire par rapport à la catégorie socioprofessionnelle de l’emploi occupé au moment de l’enquête. Mais il serait éclairant de tester cette influence avec des effectifs plus nombreux, par exemple à partir de l’enquête Conditions de travail de la DARES qui porte sur plus de 30 000 actifs occupés. Cette question du lien entre trajectoire sociale et investissement temporel au travail, abordée ici à titre indicatif, demanderait des investigations plus poussées et mériterait à elle seule que lui soit consacré un article.

24La prise en compte de la périodicité a permis de restituer une première logique de différenciation des longues semaines. Une autre dimension du temps de travail, sa localisation, donne accès à un autre principe d’hétérogénéité, que nous abordons à présent dans la dernière partie de cet article.

3. Des journées plus longues ou plus de jours travaillés ?

25Deux semaines de travail de même durée peuvent avoir des emplois du temps fort différents. Environ 40 % des actifs occupés renseignent au moins un épisode de travail le week-end dans leur semainier (un peu plus d’un tiers le samedi, un sur cinq le dimanche). Cette proportion atteint 73,5 % chez ceux qui effectuent une semaine de plus de 48 heures (plus des deux tiers déclarent du travail le samedi, un peu moins d’un sur deux le dimanche).

26Comme le fait remarquer Cécile Brousse (2015, 125), une forte emprise temporelle à l’échelle de la semaine résulte de la combinaison de deux composantes. La première renvoie au nombre de journées travaillées dans la semaine. On peut ainsi atteindre les 48 heures hebdomadaires en faisant des journées de 6 h 50, à condition de travailler les sept jours de la semaine. La seconde composante renvoie à la longueur des journées de travail. Il suffit de travailler un peu plus de 9 h 30 du lundi au vendredi pour atteindre une durée hebdomadaire de plus de 48 heures. Les deux exemples mentionnés ici sont délibérément extrêmes. L’essentiel des longues semaines de travail combine à des degrés divers ces deux composantes, comme le montre la figure 2 :

Figure 2 : Quelques séquences illustratives de répartition du travail dans la semaine déclarée dans l’EDT 2010

Figure 2 : Quelques séquences illustratives de répartition du travail dans la semaine déclarée dans l’EDT 2010

27La première séquence correspond à une semaine de sept journées de travail. La séquence n° 2 présente un week-end libéré, en contrepartie de cinq jours denses de travail. Certaines semaines de travail, comme la séquence n° 3, cumulent extension des horaires et étalement du planning de travail. Enfin, les séquences 4 à 10 illustrent les variations possibles dans l’aménagement des semaines contenant plus de 48 heures de travail.

  • 12 Les coûts ont été ici calculés en fonction du nombre de transitions observées entre les quatre type (...)

28Pour cerner au mieux dans ces variations de la localisation du travail dans les sept jours de la semaine, nous avons recouru à une classification des semaines de travail basée sur les méthodes d’appariement optimal (Lesnard, 2006 ; Sautory & Zilloniz, 2015). Cette classification, en deux étapes, consiste dans un premier temps à calculer des distances entre paires de séquences sur la base de paramètres (appelés « coûts12 ») affectés à chaque transition entre « travail » et « hors-travail », puis à faire une classification ascendante sur la base de ces distances pour isoler des classes aux caractéristiques les plus contrastées possible. La classification retenue permet de distinguer trois classes de semaines longues de travail (tableau 7).

Tableau 7 : Les trois classes retenues et leurs caractéristiques

Tableau 7 : Les trois classes retenues et leurs caractéristiques

Champ : Semainiers recensant plus de 48 heures de travail

29La première classe (28,1 % des semaines chargées) regroupe les semaines comprenant sept journées de travail qualifiées de « standard » en raison de leur durée moyenne (environ huit heures). Du fait de la présence de travail le samedi et le dimanche, ces semaines totalisent en moyenne 55 heures de travail. La seconde classe est la plus fréquente (37,8 % des semaines chargées). Elle se caractérise par une concentration du travail sur cinq jours, qui se traduit la plupart du temps par un week-end libéré et par des dimanches chômés. En revanche, les journées travaillées y sont particulièrement denses (dix heures en moyenne). Enfin, la troisième classe (34,1 % des semaines chargées) cumule les deux modalités d’extension du temps de travail : des journées de travail denses et nombreuses. La durée hebdomadaire moyenne de travail atteint ici 68 h 21, ce qui est particulièrement élevé au regard des deux autres classes. Le travail le week-end y est quasi omniprésent, surtout le samedi, mais également le dimanche dans deux cas sur trois.

30Ces trois classes se distinguent clairement au regard de la périodicité des semaines chargées : les « récurrentes » prévalent dans la classe 3, les « occasionnelles » dans la classe 1, la classe 2 se trouvant dans une position intermédiaire où les deux périodicités sont équiprobables. La classe 3 apparaît ainsi comme la plus « extrême », cumulant étalement du planning de travail, allongement des journées travaillées et récurrence des semaines chargées.

  • 13 Pour identifier les sur- et les sous-représentations les plus notables, nous avons recouru à un ind (...)

31Pour mieux caractériser ces trois classes, le tableau 8 donne un résumé de leur composition sociale et indique les CSP qui y sont les plus sur- et sous-représentées par rapport à l’ensemble des semaines longues13. Sans surprise, les femmes sont très minoritaires dans les trois classes. Le modèle des cinq jours denses de travail, le plus « féminisé » des trois, ne compte qu’un tiers de femmes. Les âges les plus avancés (40-49 ans et surtout 50 ans et plus) sont surreprésentés dans les trois classes. En revanche, ni la présence d’enfants ni la vie en couple ne semblent induire de variations notables dans les probabilités d’appartenir à une des classes, y compris si l’on contrôle l’effet propre de l’âge (annexe, modèle 3).

  • 14 Cette catégorie comprend des employés du public dont Devetter (2004) a mis en évidence la forte exp (...)

32Ce sont en fait davantage les caractéristiques socioprofessionnelles qui font ressortir les différences entre les trois classes de longues semaines. Les deux premières classes surreprésentent les diplômés du supérieur, mais se distinguent au regard des CSP qui y sont présentes. Alors que la première classe se caractérise par une forte présence des cadres et des commerçants ainsi que par une sous-représentation des professions intermédiaires et des artisans, la deuxième classe se définit par la faible présence des agriculteurs et des employés du public, puis par une surreprésentation des professions intermédiaires, des ouvriers qualifiés et des salariés à temps complet plus généralement. La classe 3, quant à elle, est la plus marquée socialement, avec une surreprésentation des indépendants (agriculteurs, artisans, chefs d’entreprise) et des employés du public14, et un faible taux de salariés, notamment des cadres. Cette prédominance des différenciations socioprofessionnelles, également vérifiable « toutes choses égales par ailleurs » (annexe, modèle 3), indique bien l’intérêt qu’il y a à approfondir l’étude des temps de travail extensifs à l’échelle des professions.

Tableau 8 : Caractéristiques sociodémographiques selon la classe (en %)

Tableau 8 : Caractéristiques sociodémographiques selon la classe (en %)

Champ : Semainiers recensant plus de 48 heures de travail (colonnes 1 à 4) ; ensemble des semainiers (colonne 5)

Conclusion

33Environ un actif occupé sur cinq est concerné par les longues semaines de travail. Mais à une même durée correspondent des modalités bien distinctes d’emprise temporelle du travail sur la vie des individus. Les semaines longues n’ont donc pas de régime temporel spécifique : elles peuvent être plus ou moins récurrentes dans le temps et combiner différemment la durée des journées de travail et le nombre de jours travaillés. La position sociale des individus, notamment dans les rapports de genre et de classe, influence la fréquence des semaines chargées de travail, ainsi que leurs modalités.

34Chacune des trois classes de semaines longues identifiées ici peut être rapprochée à un modèle idéal-typique d’allongement des durées de travail : la flexibilité, la densification et la concentration. La classe 1, caractérisée par des week-ends travaillés, des longues durées occasionnelles et une surreprésentation des cadres et des commerçants, est illustrative de la « norme flexible » du temps de travail (Bouffartigue, 2012). Les horaires varient d’une semaine à l’autre, et la désynchronisation temporelle est élevée en raison de la présence de travail le week-end. La classe 2, qui surreprésente les salariés, notamment ouvriers et professions intermédiaires, s’apparente plus à la norme dite « fordienne » (ibid.) avec des semaines de cinq jours respectant la scansion du week-end et des horaires plus souvent réguliers. Toutefois, la durée élevée des journées de travail est le signe d’un débordement des cadres temporels typiques de cette norme fordienne. Cette classe donne ainsi à voir ce que l’on pourrait appeler une « semaine fordienne densifiée ». Enfin, la classe 3, avec de très longues semaines qui empiètent sur les week-ends et sont souvent récurrentes, permet d’isoler un segment de la population active très masculin et souvent non-salarié sur lequel sont concentrées beaucoup d’heures de travail.

35Ces résultats invitent à interroger les effets des réformes du travail adoptées récemment en France (lois Macron et El-Khomri, ordonnances du gouvernement Édouard Philippe), pour voir si elles favorisent un ou plusieurs de ces modèles d’allongement de la durée du travail. Au-delà de l’action publique, il reste à enquêter sur les causes de la présence des durées de travail de plus de 48 heures, malgré leur interdiction officielle. Les logiques identifiées, nombreuses et variées, sont soit spécifiques aux terrains d’enquête investis (Hochschild, 1997 ; Wharton & Blair-Loy, 2002 ; Sharone, 2004 ; Clément, 2005), soit très macro-économiques ou macrosociologiques (Burawoy et al., 2001 ; Fligstein & Sharone, 2004 ; Basso, 2005 ; Schor, 2008 ; Gershuny, 2009), de sorte qu’il est délicat de comprendre l’ensemble des mécanismes concrets au principe d’une forte mobilisation temporelle des individus. S’il faut saluer le travail pionnier de Devetter (2008) qui a mis en évidence une série de facteurs associés aux longues durées de travail, il manque encore une unification théorique permettant de rendre compte de l’entremêlement des logiques (contreparties financières, injonction patronale, reconnaissance des pairs, disciplinarisation et consentement, socialisation et normes, dispositifs de gestion et de planification temporelle, définition de la charge et des objectifs de travail, etc.) et de leur influence respective en fonction des contextes de travail.

36Autre prolongement possible et nécessaire de cette enquête, le passage d’une analyse centrée sur le travail à une interrogation des modes de vie associés à une forte emprise temporelle du travail. Ces travailleurs sans relâche, quand se reposent-ils ? Que font-ils lorsqu’ils ne travaillent pas ? Consomment-ils plus et différemment que les autres ? Entretiennent-ils un rapport plus consumériste aux temps de loisir que le reste de la population ? Ce prolongement permettrait de faire le lien avec les acquis, encore trop méconnus par la sociologie du travail, de la sociologie des temporalités sociales (Grossin, 1996).

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Annexe

Estimation de l’influence de variables sociodémographiques sur l’appartenance à divers types de semaines chargées

Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travail
Lecture : Les ouvriers ont moins de probabilités d’effectuer des semaines de travail chargées que les professions intermédiaires, à autres caractéristiques constantes. Le modèle 1 est une régression logistique sur une variable binaire. Les modèles 2 et 3 sont des régressions logistiques multinomiales, ils modélisent les probabilités d’effectuer un type donné de semaines longues plutôt qu’une semaine de moins de 48 heures de travail (situation de référence). Seuils de significativité : . : significatif au seuil de 10 % ; * : au seuil de 5 % ; ** : au seuil de 1 % ; *** au seuil de 0,1 %.

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Notes

1 Je remercie les relecteurs de la revue ainsi que Colin Marchika et Mathieu Béraud pour leurs commentaires sur les versions précédentes de cet article.

2 Sont exclues les personnes au chômage ou en interruption longue d’activité.

3 En conservant dans le champ d’analyse les semaines « anormales » de travail (semaine de congés, chômée ou combinant travail et congés), on obtient une moyenne de 31 h 58 pour 1999 et 33 h 28 pour 2010. Cette moyenne très faible s’explique par l’inclusion de plusieurs centaines de semainiers d’actifs occupés n’ayant pas travaillé la semaine enquêtée. Avec le champ retenu, on obtient 41 h 18 pour 1999 et 39 h 34 pour 2010.

4 Paul Bouffartigue, par exemple, affirme qu’« une moitié des actifs occupés se situe à bonne distance des 35 heures » (2012, 58‑59).

5 On peut mentionner le désencadrement des contingents d’heures supplémentaires, la défiscalisation de ces heures supplémentaires, mais aussi les possibilités accrues de rachat de jours de congé, ou la suppression d’une journée de congé (DARES, 2013).

6 Le coefficient de variation est un écart-type pondéré qui s’exprime en pourcentages de la moyenne. Cet indicateur de dispersion est retenu ici plutôt que l’écart-type, car il est par définition insensible aux décalages de durée de travail selon le statut d’emploi.

7 Très rares, les longues semaines de travail peuvent apparaître, de manière occasionnelle, chez des salariés à temps partiel lorsque leur emploi du temps plurihebdomadaire est variable. La compensation des heures effectuées au-delà de la quotité contractuelle se fait alors sous forme de rémunération d’heures complémentaires ou par l’octroi d’un repos différé dans le cadre d’une modulation du temps de travail. Le tableau 5 (infra) confirme le caractère occasionnel des semaines chargées chez les salariés à temps partiel.

8 Le calcul de l’odds ratio indique que les hommes ont 2,7 fois plus de probabilités que les femmes d’être dans la situation « récurrente », contre 2,2 pour la situation « occasionnelle », toutes choses égales par ailleurs.

9 Une demande a été faite en ce sens auprès du service « Archives de données issues de la statistique publique ».

10 1 = pas de diplôme ou faiblement diplômé ; 2 = BEP, CAP ou bac ; 3 = bac + 2 ou équivalent ; 4 = bac + 3 ou plus.

11 Le choix du décalage de deux niveaux vise à tenir compte de l’inflation des diplômes intervenue dans le temps séparant les deux générations.

12 Les coûts ont été ici calculés en fonction du nombre de transitions observées entre les quatre types de journées. Plus une transition est fréquente dans les données des semainiers, plus le coût associé sera faible, et inversement.

13 Pour identifier les sur- et les sous-représentations les plus notables, nous avons recouru à un indicateur de différence de fréquences pondérée, calculé de la manière suivante : (ƒcs classe[i] − ƒcs semaines longues) / ƒcs semaines longues).

14 Cette catégorie comprend des employés du public dont Devetter (2004) a mis en évidence la forte exposition à des contraintes de présence : policiers, militaires, agents de services hospitaliers, aides-soignants.

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Table des illustrations

Titre Figure 1 : Distribution des durées hebdomadaires de 1999 et 2010
Légende Champ : actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travailLecture : En 1999, un peu moins de 5 % des actifs occupés travaillaient 35 heures dans la semaine, contre environ 7,5 % en 2010. La ligne verticale indique la limite de 48 heures par semaine.
URL http://nrt.revues.org/docannexe/image/3238/img-1.png
Fichier image/png, 9,3k
Titre Figure 2 : Quelques séquences illustratives de répartition du travail dans la semaine déclarée dans l’EDT 2010
URL http://nrt.revues.org/docannexe/image/3238/img-2.jpg
Fichier image/jpeg, 112k
Titre Tableau 7 : Les trois classes retenues et leurs caractéristiques
Légende Champ : Semainiers recensant plus de 48 heures de travail
URL http://nrt.revues.org/docannexe/image/3238/img-3.png
Fichier image/png, 88k
Titre Tableau 8 : Caractéristiques sociodémographiques selon la classe (en %)
Légende Champ : Semainiers recensant plus de 48 heures de travail (colonnes 1 à 4) ; ensemble des semainiers (colonne 5)
URL http://nrt.revues.org/docannexe/image/3238/img-4.png
Fichier image/png, 53k
Légende Champ : Actifs occupés décrivant une semaine « normale » de travailLecture : Les ouvriers ont moins de probabilités d’effectuer des semaines de travail chargées que les professions intermédiaires, à autres caractéristiques constantes. Le modèle 1 est une régression logistique sur une variable binaire. Les modèles 2 et 3 sont des régressions logistiques multinomiales, ils modélisent les probabilités d’effectuer un type donné de semaines longues plutôt qu’une semaine de moins de 48 heures de travail (situation de référence). Seuils de significativité : . : significatif au seuil de 10 % ; * : au seuil de 5 % ; ** : au seuil de 1 % ; *** au seuil de 0,1 %.
URL http://nrt.revues.org/docannexe/image/3238/img-5.png
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Pour citer cet article

Référence électronique

Simon Paye, « Les longues semaines de travail », La nouvelle revue du travail [En ligne], 11 | 2017, mis en ligne le 01 novembre 2017, consulté le 24 novembre 2017. URL : http://nrt.revues.org/3238 ; DOI : 10.4000/nrt.3238

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Auteur

Simon Paye

2L2S, université de Lorraine

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