# Les discriminations à l'embauche dans la sphère publique: effets respectifs de l'adresse et de l'origine

Pascale Petit, Mathieu Bunel, Yannick L'Horty

► To cite this version:

Pascale Petit, Mathieu Bunel, Yannick L'Horty. Les discriminations à l'embauche dans la sphère publique: effets respectifs de l'adresse et de l'origine. Revue Economique, 2020, 71, pp.31-56. 10.3917/reco.711.0031 . hal-02458688

HAL Id: hal-02458688

https://ube.hal.science/hal-02458688v1

Submitted on 1 Jul 2021

HAL is a multi-disciplinary open access
archive for the deposit and dissemination of sci-
entific research documents, whether they are pub-
lished or not. The documents may come from
teaching and research institutions in France or
abroad, or from public or private research centers.

L'archive ouverte pluridisciplinaire HAL, est
destinée au dépôt et à la diffusion de documents
scientifiques de niveau recherche, publiés ou non,
émanant des établissements d'enseignement et de
recherche français ou étrangers, des laboratoires
publics ou privés.

<figure><img src="image_1.png" /></figure>

Distributed under a Creative Commons CC BY 4.0 - Attribution - International License
# Les discriminations à l'embauche dans la sphère publique :
## effets respectifs de l'adresse et de l'origine

### Résumé

Cette étude évalue la discrimination dans l'accès à l'emploi dans le secteur privé et dans la Fonction Publique selon deux critères: l'effet d'une origine maghrébine et celui de la réputation du lieu de résidence. Elle exploite les données expérimentales d'un testing réalisé dans trois professions où les recruteurs publics sont en concurrence avec des recruteurs privés : les responsables administratifs de catégorie A, les techniciens de maintenance de catégorie B et les aides-soignantes de catégorie C. Pour chaque profession, nous avons construit 3 profils fictifs de candidats à l'emploi similaires en tout point à l'exception de la caractéristique testée (l'origine signalée par la consonance du prénom et du nom, ou la réputation du lieu de résidence). Entre octobre 2015 et avril 2016, nous avons envoyé 3258 candidatures en réponse à 1086 offres d'emploi. L'étude consiste en une exploitation statistique et économétrique des résultats de ces envois. Nous mettons en avant deux principaux résultats. Tout d'abord, nous ne trouvons pas que les discriminations à l'embauche sont plus faibles dans la Fonction Publique que dans le secteur privé. Ensuite, nous montrons des spécificités des fonctions publiques hospitalière et territoriale, plus exposées au risque discriminatoire que la fonction publique d'Etat, en raison de l'origine comme du lieu de résidence. La moindre prééminence de l'accès à l'emploi public par concours et le caractère très décentralisé des opérations de recrutement surexposent la fonction publique hospitalière et la fonction publique territoriale au risque de discrimination.

Codes JEL : C81, C93, J15, J45, J71.

Mots clés : origine, lieu de résidence, fonction publique, discrimination à l'embauche, testing.
## Introduction

Depuis le début des années 2000, de nombreux travaux empiriques ont conclu à l'existence de discriminations dans l'accès à l'emploi sur le marché du travail français. Ces études ont porté sur l'effet du sexe (Duguet et Petit, 2005 ; Petit, 2007), de l'origine (Berson, 2009 ; Duguet et al., 2010), de la réputation du lieu de résidence (Bunel et al., 2013), de la religion supposée (Adida et al., 2010, Pierné, 2013). Certaines études se sont intéressées également aux effets croisés de plusieurs critères de discrimination (Duguet et al. 2010 ; L'Horty et al. 2011 ; Edo et Jacquemet, 2014 ; Petit et al. 2014).

L'existence de ces discriminations à l'embauche n'a toutefois été documentée que dans le secteur privé, alors que l'emploi public représente 20% de l'emploi total. Les modes d'organisation de la fonction publique (recrutement par concours, grilles de rémunération) devraient limiter les discriminations. Pour autant, en 2012, 20% des plaintes enregistrées par le Défenseur des droits concernaient l'emploi public. Au-delà du ressenti de discriminations des agents, on peut légitimement s'interroger sur l'existence de discriminations objectives dans l'accès à l'emploi public.

Il existe d'une part, une vaste littérature sur les spécificités de l'emploi public relativement à l'emploi dans le secteur privé et il existe d'autre part, une toute aussi vaste littérature sur les discriminations sur le marché du travail. Pour autant, l'intersection des deux domaines est relativement réduite. Les études appliquées sur l'emploi public s'intéressent peu à la thématique des discriminations tandis que les travaux sur les discriminations abordent assez peu la situation de l'emploi public<fnref n="1" />. En outre, parmi les travaux qui se situent dans cette intersection, la thématique de l'accès à l'emploi public n'est pas privilégiée. L'accent est plutôt mis sur les écarts de salaires entre les secteurs privés et publics ou sur les différences dans les promotions et la carrière, entre les femmes et les hommes (voir par exemple Lanfranchi et al., 2009) ou selon l'origine ethno-raciale. Les travaux qui abordent ces aspects concluent généralement au fait qu'il existe des écarts inexplicués dans la formation des salaires et les carrières, écarts qui peuvent être assimilés aux effets des discriminations. Ils notent également, dans la lignée des premiers résultats de Long (1975), que la partie inexplicuée des écarts entre les groupes minoritaires et majoritaires est moins importante dans le public que dans le secteur privé. En France, les femmes sont victimes d'un traitement moins favorable dans leur carrière dans les trois volets de la fonction publique (DGAFP, 2015). Toutefois, elles sont moins discriminées par leurs rémunérations dans le public que dans le privé (Beffy et Kamionka, 2010). Concernant les immigrés, ils ne sont pas toujours mieux traités dans le public (Berson, 2009). Au total, il existe des résultats sur les discriminations salariales alors que les discriminations dans l'accès à l'emploi public constituent l'un des thèmes les moins étudiés dans toute cette littérature.

Certes, de nombreux travaux ont mis en évidence la sous-représentation des profils minoritaires dans la fonction publique, qu'il s'agisse des immigrés ou de leurs descendants (Pérès, 2004 ; Fougère et Pouget, 2003 et 2004 ; Pouget, 2005). Ce constat est également bien établi dans de nombreux autres pays, notamment aux Etats-Unis (Pitts, 2003). Les asiatiques seraient par exemple particulièrement sous-représentés dans la fonction publique fédérale aux Etats-Unis (Kim et Lewis, 1994). Mais une sous-représentation statistique n'est pas une preuve de discrimination, c'est un indice. Outre-

<footnote n="1">¹ On peut toutefois citer les travaux de Eberhard, Meurs, Simon, (2008) ; Héran et Meurs, (2009), Eberhard et Simon, (2014), Sabatier (2010) et Bosquet *et al* (2013).</footnote>
Atlantique, où l'appareillage juridique anti-discriminatoire a été constitué très tôt, de nombreux travaux portent sur l'égalité d'accès à l'emploi public pour telle ou telle minorité et des travaux évaluent les politiques anti-discriminatoires existantes (voir par exemple Hoffnar et Greene, 1996)<fnref n="2" />.

En France, seul un petit nombre d'opérations de recherche ponctuelles ont été menés à bien dans le domaine des inégalités d'accès à l'emploi public. Une partie de ces opérations ont été réalisées par une équipe de l'INED dont l'un des programmes de recherche est d'étudier l'égalité dans l'accès à l'emploi public. Des champs variés ont été explorés : déroulements de carrière à la Ville de Nantes ; accès aux concours des IRA (Eberhard, Meurs, Simon, 2008) ; carrières au ministère de l'Intérieur (Héran et Meurs, 2009); audiovisuel public. En particulier, une étude réalisée sur la ville de Paris par Eberhard et Simon (2014) englobe l'ensemble des trajectoires professionnelles des agents et s'intéresse principalement au ressenti des personnes. Elle fournit des indications précieuses sur la réussite au concours des agents selon leur origine géographique qui soulignent l'existence de pénalités particulières à l'entrée dans la fonction publique, subies par les personnes immigrées originaires d'Afrique, du Maghreb et également pour les natifs d'outre-mer. Cette pénalité n'est plus significative pour les descendants d'immigrés. Ces résultats reposent sur l'exploitation d'une enquête par questionnaire administrée auprès d'un échantillon de plus de 4000 agents de catégorie A, B et C, titulaires ou non, représentatif des grandes filières de recrutement de la Ville de Paris, .

On peut citer également les travaux portant sur les carrières des enseignants-chercheurs. L'étude de Bosquet et al (2013) portant sur la discrimination en fonction du genre lors du concours d'agrégation en sciences économiques conclut à une absence de discrimination alors que celui de Sabatier (2010) portant sur les promotions pour les chercheurs de l'INRA souligne l'existence d'un plafond de verre relativement important.

Dans la littérature internationale sur les discriminations dans l'accès à l'emploi, la meilleure manière d'apporter la preuve de l'existence et de l'intensité de ces discriminations est de réaliser une expérimentation, appelée « testing », qui consiste, dans son principe, à envoyer en réponse aux mêmes offres d'emploi, deux candidatures fictives semblables en tous points, sauf sur la caractéristique dont on veut tester l'effet (Bertrand et Duflo, 2016). On compare ensuite, sur un grand nombre d'offres d'emploi testées, les chances d'accès à un entretien d'embauche des deux candidats fictifs. Puisque les deux candidats fictifs postulent sur les mêmes offres d'emploi, une différence constatée d'accès aux entretiens ne peut provenir d'une auto-sélection de leur part, liée à une différence de motivation ou d'effort de recherche. Ensuite, il n'existe pas d'hétérogénéité inobservable car toutes les caractéristiques qu'il est standard de mentionner dans une candidature à l'emploi sont choisies, égalisées et donc de fait observables par le chercheur. Ainsi tout écart significatif d'accès aux entretiens ne peut provenir que d'une discrimination à l'embauche.

Aucune opération de ce type n'a encore été réalisée en France dans la Fonction Publique. Le test de discrimination que nous présentons dans cet article a été mis en œuvre entre octobre 2015 et avril 2016. Il cible trois profils représentatifs (un par catégorie statutaire et par filière professionnelle –

<footnote n="2">² En Suède, Carlsson et al. (2007) ont montré à l'aide d'une campagne de testing que les entreprises du secteur public ne discriminaient pas moins les salariés en fonction de l'origine ethnique.</footnote>
administrative, technique, sociale). Deux critères de discrimination ont été privilégiés : le patronyme, révélateur de l'origine ethno-raciale, et le lieu de résidence. Cette campagne de *testing* propose une comparaison de la discrimination à l'embauche sur ces deux critères entre le secteur public et le secteur privé d'une part, et entre les trois fonctions publiques d'autre part. Elle couvre à la fois le recrutement d'agents publics contractuels et le recrutement d'agents titulaires après un concours, dans la Fonction Publique Territoriale. Nous donnons des éléments de contexte dans la première section, avant de présenter le protocole de collecte des données expérimentales en deuxième section, puis nous présentons et discutons les résultats dans la troisième section.

# 1. Comparer les discriminations dans l'accès à l'emploi dans le public et le privé : éléments de contexte

Plusieurs arguments conduisent à penser que les discriminations dans l'accès à l'emploi peuvent être moindres dans le public que dans le privé. On peut évoquer tout d'abord l'attachement des recruteurs publics au principe d'égalité, exprimé dès l'article 6 de la Déclaration des droits de l'homme et du citoyen du 26 août 1789, selon lequel tous les citoyens sont « également admissibles à toutes dignités, places et emplois publics, et sans autre distinction que celle de leurs vertus et de leurs talents ». L'égalité est non seulement une valeur républicaine et un principe fondamental du droit public, mais aussi un véritable principe de fonctionnement et d'organisation pour toute la fonction publique. Dès lors, si les discriminations sont tout autant illégales dans le privé que dans le public, le niveau de prévention et de contrôle des procédures de recrutement est sans doute plus élevé dans le public. La prééminence du recrutement par voie de concours implique qu'un grand nombre de dispositions sont en place qui favorisent l'égalité formelle des candidats : jury unique, impartial, indépendant, collectif et souverain ; contenus, durée et barème des épreuves identiques pour tous les candidats ; anonymat des copies... A toutes ces dispositions classiques dans l'organisation des recrutements par concours, s'ajoute l'ensemble des nouvelles actions en faveur de l'égalité qui se sont diffusées en France depuis la fin des années 2000 : professionnalisation des épreuves, formation systématique des jurys de concours à la thématique des discriminations, généralisation des grilles d'évaluation, diffusion élargie des fiches de poste, etc.

Pour autant, d'autres arguments théoriques plaident en sens inverse. En pratique, le recrutement par voie de concours ne représente qu'une part assez minoritaire des recrutements publics. Même si les flux d'entrée ont beaucoup diminué depuis le milieu des années quatre-vingt-dix, la fonction publique effectue chaque année en France de l'ordre de 500 000 recrutements, pour tous types de contrats et pour toutes durées confondues (L'Horty, 2016). Dans cet ensemble, le recrutement de titulaires représente moins d'une entrée sur quatre. Comme le recrutement par concours ne représente que les deux tiers des recrutements des titulaires, du fait du développement des nouvelles voies d'accès sans concours, le recrutement par concours ne couvre qu'un sixième de l'ensemble des recrutements publics. Les cinq sixièmes des recrutements publics s'effectuent donc dans des conditions et selon des modalités proches de celles des recrutements privés où la sélection est effectuée directement par le futur employeur. Un autre argument est que les recruteurs privés sont exposés à la concurrence et aux sanctions du marché lorsqu'ils discriminent. Or, selon le modèle de Becker (1957), les employeurs discriminants doivent disparaître à long terme dans un cadre de libre concurrence et de marché
parfait. Les recruteurs publics, moins exposés aux contraintes de rentabilité, pourraient alors être davantage exposés aux discriminations (Berson, 2011).

Dans la littérature internationale, la question des différences entre les employeurs privés et publics dans l'égalité du recrutement n'occupe pas une place centrale. Elle n'est même pas évoquée dans le survol extensif de littérature de Baert (2018). Dans leur méta-analyse qui couvre 43 études, Zschirnt et Ruedin (2016) citent trois références d'études portant sur des recruteurs publics, dont une seulement publiée dans une revue. Ces études portent sur les discriminations selon l'origine au Royaume-Uni, au Canada et en Norvège (Wood et al., 2009; Eid, 2012; Midtbøen, 2014). Les résultats confirment que les employeurs publics discriminent moins que les recruteurs privés, avec un ratio des taux de succès entre groupe majoritaire et minoritaire de 1,65 pour les recruteurs privés contre 1,19 pour les recruteurs publics en moyenne dans ces trois études. On peut citer également l'étude de Ahmed et al. (2013) qui porte sur l'orientation sexuelle et pour laquelle les discriminations dans l'accès à l'emploi à l'encontre des gays etbolle n'existent que dans le secteur privé. Ces constats établis sur un tout petit nombre d'études méritent cependant d'être confirmés par d'autres recherches.

Dans ce contexte, il est intéressant de mesurer l'exposition au risque discriminatoire dans le
recrutement en comparant le public et le privé. Nous pouvons formuler explicitement deux hypothèses
qui seront testées dans cette étude. En premier lieu, conformément aux résultats des rares travaux
menés dans d'autres pays, nous formulons l'hypothèse que l'attachement au principe d'égalité qui
structure l'organisation du recrutement public est suffisant pour compenser l'absence d'exposition aux
sanctions du marché, supposé limiter le risque discriminatoire dans le recrutement privé.

**Hypothèse 1.** L'exposition aux discriminations est plus faible dans l'accès à l'emploi public que dans l'accès à l'emploi privé.

Notre deuxième hypothèse concerne les différences d'exposition au sein de la fonction publique. Selon les rapports de l'Observatoire de l'Emploi public, on dénombrait 5,6 millions d'agents publics fin 2014 (5,4 millions d'agents hors contrats aidés). La majeure partie de ces agents appartiennent à la fonction publique de l'État (FPE) qui comprend 2,5 millions d'agents (soit 44 %). La fonction publique territoriale (FPT) compte quant à elle 2 millions d'agents (soit 35 %) et la fonction publique hospitalière (FPH) en dénombre 1,2 million (21 %). Ces trois versants de la fonction publique ne sont pas exposés de la même façon au risque discriminatoire. Dans la fonction publique d'Etat, où les agents de catégorie A sont prépondérants, le recrutement par voie de concours reste la norme et les actions pour l'égalité sont très développées dans l'ensemble des ministères, qui sont tous engagés dans le label égalité et dans le label diversité. Les recrutements par concours sont un peu moins prépondérants dans la fonction publique hospitalière. La situation n'est pas la même dans la fonction publique territoriale, créée en 1984 dans le cadre des premières lois de décentralisation. Cette dernière a pour particularité de comprendre trois quarts de ces agents en catégorie C, pour lesquels les recrutements sans concours sont prépondérants. Le recrutement est beaucoup plus déconcentré et est proche du recrutement privé dans ses modalités pratiques. Les actions pour l'égalité y sont par ailleurs déployées de façon très hétérogène.
**Hypothèse 2.** Compte tenu d'un mode de recrutement très centralisé et d'un recours plus important au concours, la fonction publique d'Etat est la moins exposée au risque discriminatoire. Les fonctions publiques hospitalières et territoriales sont plus exposées.

## 2. Collecte des données

Les données utilisées dans cette étude sont expérimentales. Elles ont été construites en utilisant la méthode du *testing* sur CV qui est désormais bien connue (cf. Petit et al. 2014, pour une description détaillée). L'expérience a consisté à envoyer plus de 3200 candidatures construites de toutes pièces, en réponse à plus de 1000 offres d'emploi réelles, relatives à trois professions et disponibles dans le secteur privé et dans la fonction publique entre octobre 2015 et avril 2016.

Nous combinons trois critères pour sélectionner les professions qui sont testées. Le choix a été fait i) de retenir des professions en tension<fnref n="3" /> ; ii) pour lesquelles l'effectif des demandeurs et le nombre d'offres d'emploi sont importants ; iii) présentes à la fois dans la fonction publique et dans le secteur privé. Les trois professions retenues sur ces critères sont les responsables administratifs (de catégorie A dans la fonction publique), les techniciens de maintenance (catégorie B), les aides-soignantes<fnref n="4" /> (catégorie C).

Pour chacune de ces professions, trois CV de candidats à l'emploi parfaitement similaires ont été construits de toutes pièces. Ils se distinguent uniquement par leur origine ou par la réputation de leur lieu de résidence qui figurent dans leur candidature. La consonance du prénom et du nom du premier candidat suggère qu'il n'est pas issu de l'immigration ; il réside par ailleurs dans un quartier de réputation neutre, qui ne relève pas de la politique de la ville. Le deuxième candidat a, quant à lui, un prénom et un nom à consonance maghrébine et réside dans un quartier de réputation neutre. Enfin, le troisième candidat porte un prénom et un nom à consonance française et réside dans un quartier de la politique de la ville (QPV). Nous reportons dans le Tableau 1 les caractéristiques individuelles des trois candidats selon la profession testée.

<footnote n="3">³ Le niveau de tension est mesuré par le rapport des offres d'emploi collectées durant un trimestre aux entrées à Pôle Emploi. Notons que le fait de privilégier des professions en tension conduit à minorer les discriminations, qui sont a priori plus faibles lorsque le marché du travail est très tendu et donc peu sélectif (Baert et al., 2015).</footnote>

<footnote n="4">⁴ Le sexe modal des aides-soignants est féminin. Celui des responsables administratifs et des techniciens de maintenance est masculin. Nous avons donné à chacun de nos candidats fictifs le sexe modal de sa famille professionnelle. C'est pourquoi nous écrivons aides-soignantes dans la suite de cet article.</footnote>
<table><caption>Tableau 1 : Caractéristiques individuelles des trois candidats fictifs dans chaque profession</caption><thead><tr><th></th><th>Responsable administratif (catégorie A)</th><th>Technicien de maintenance (catégorie B)</th><th>Aide-soignante (catégorie C)</th></tr></thead><tbody><tr><th>Sexe</th><td>Homme</td><td>Homme</td><td>Femme</td></tr><tr><th>Identités</th><td>Nicolas Mercier<br>Julien Legrand<br>Mehdi Benchargui</td><td>Guillaume Lambert<br>Sébastien Blanc<br>Karim Mokraoui</td><td>Aurélie Moreau<br>Céline Perrin<br>Yasmina Mehdaoui</td></tr><tr><th>Age et situation familiale</th><td colspan="3">31 ou 32 ou 33 ans, célibataire, sans enfant</td></tr><tr><th>Qualifications</th><td>Master Comptabilité,<br>Contrôle, Audit</td><td>DUT de génie civil</td><td>Diplôme d'Etat d'aide-soignante</td></tr><tr><th>Emploi actuel (CDI dans le département de l'annonce testée)</th><td>Responsable administratif<br>dans une entreprise privée</td><td>Technicien polyvalent dans une<br>entreprise privée</td><td>Aide-soignante dans une<br>résidence privée pour<br>personnes âgées</td></tr><tr><th>Offres d'emploi testées<br>dans la fonction publique</th><td>Contractuel (FPE, FPH,<br>FPT) ou fonctionnaire (FPT)</td><td colspan="2">Contractuel</td></tr></tbody></table>

FPE : Fonction Publique d'Etat; FPH : Fonction Publique Hospitalière; FPT : Fonction Publique Territoriale.

A l'exception de la consonance de leur prénom et nom ou de la réputation de leur lieu de résidence, les trois candidats fictifs sont similaires. Ils sont de même genre (variable selon la profession), de nationalité française, d'âge comparable et de même situation familiale. Ils indiquent être mobiles (titulaire du permis B et disposant d'un véhicule personnel). Ils sont titulaires des mêmes diplômes et ont eu des parcours professionnels similaires. En particulier, par le passé, tous ont occupé un emploi de contractuel dans une collectivité territoriale en province. Ils décrivent dans leurs candidatures leurs compétences linguistiques, informatiques et professionnelles ainsi que les missions qui leur ont été confiées lors de leurs précédentes expériences. Nous présentons dans l'Annexe 1 les CV fictifs des trois aides-soignantes.

Pour éviter que le style ou le contenu d'une candidature particulière n'influence systématiquement le choix des employeurs pour un candidat particulier (et ce, malgré les précautions prises lors de la construction des candidatures), nous avons permuté aléatoirement les CV et lettres de motivation entre les identités des candidats fictifs. Les supports ont ainsi été alternés entre les candidats tout au long de la collecte des données.

Les candidatures en réponse à une même offre d'emploi ont été envoyées le plus souvent le jour même de la diffusion de l'offre sur un site Internet d'offres d'emploi, par courrier électronique émanant de la boîte mail de chaque candidat, ou plus rarement, par courrier postal lorsque l'annonce le demandait. Dans le premier cas, l'ordre d'envoi des candidatures à une même offre a été régulièrement permuté tout au long de l'expérimentation, de sorte que, sur l'ensemble des offres testées, les candidatures fictives ont été envoyées le même nombre de fois dans chaque position. Dans le second cas, les candidatures ont été postées de bureaux de Poste d'Ile-de-France différents pour limiter les risques de détection.

Plusieurs sites Internet ont quotidiennement été prospectés pour collecter les offres d'emploi. Pour la fonction publique : Publidia, Emploi FHF, RDV Emploi public, Emploi collectivité, La gazette des communes, Emploi public, USH, Bourse interministérielle de l'emploi public (Biep), Emploithèque, Cap territorial, Emploi aphp, Emploi fncdg, Staff santé. Pour le secteur privé : Indeed, pôle emploi,
Monster, le Bon Coin, Distrijob, le Moniteur, PMEBTP, Cadreemploi, Parisjob, Cadreonline, Keljob, Cadreo, Mutex.

La réponse est considérée positive lorsque le recruteur convie le candidat à un entretien ou qu'il se manifeste, par courrier électronique ou par téléphone pour obtenir plus de renseignements sur sa situation présente ou ses qualifications. En revanche, la réponse est considérée comme négative si le recruteur rejette formellement la candidature ou s'il n'y répond pas.

Au total 1086 offres d'emploi émanant d'établissements distincts ont été testées. Cela correspond à l'envoi de 3258 candidatures (3x1086).

<table><caption>Tableau 2 : Composition de l'échantillon des offres d'emploi testées</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Ensemble</th><th colspan="2">Responsable administratif</th><th colspan="2">Technicien de Maintenance</th><th colspan="2">Aide-soignante</th></tr><tr><th>Nombre</th><th>%</th><th>Nombre</th><th>%</th><th>Nombre</th><th>%</th><th>Nombre</th><th>%</th></tr></thead><tbody><tr><td>Ensemble</td><td>1086</td><td></td><td>565</td><td>100%</td><td>297</td><td></td><td>224</td><td>100%</td></tr><tr><td>Secteur privé</td><td>644</td><td>59%</td><td>394</td><td>70%</td><td>109</td><td>37%</td><td>141</td><td>63%</td></tr><tr><td>Fonction publique<br/>Dont</td><td>442</td><td>41%</td><td>171</td><td>30%</td><td>188</td><td>63%</td><td>83</td><td>37%</td></tr><tr><td>FPE</td><td>71</td><td>16,06%</td><td>54</td><td>31,6%</td><td>17</td><td>9%</td><td>0</td><td>0%</td></tr><tr><td>FPH</td><td>91</td><td>20,59%</td><td>27</td><td>15,8%</td><td>22</td><td>11,7%</td><td>42</td><td>50,6%</td></tr><tr><td>FPT</td><td>280</td><td>63,35%</td><td>90</td><td>52,6%</td><td>149</td><td>79,3%</td><td>41</td><td>49,4%</td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS).

FPE : Fonction Publique d'Etat; FPH : Fonction Publique Hospitalière; FPT : Fonction Publique Territoriale.

Lecture : au total, 565 offres d'emploi de responsable administrative ont été testées, ce qui correspond à l'envoi de 1695 candidatures (565x3). 70% de ces offres concernent des emplois offerts dans le secteur privé et 30% des emplois dans la fonction publique. Les offres d'emploi dans le secteur public concernent pour 31% d'entre elles la Fonction Publique d'Etat, 15% la Fonction Publique Hospitalière et 52% la Fonction Publique Territoriale.

Pour les offres de responsable administratif dans la Fonction Publique Territoriale, nous avons testé à la fois des emplois de titulaire (65%) et de contractuel (35%). Nous utilisons ici le fait que pour certains recrutements par voie de concours, dans la Fonction Publique Territoriale, ce sont les recruteurs qui sélectionnent en dernier recours les candidats à l'emploi.

La totalité des offres d'emploi de responsable administratif concerne des emplois localisés en Ile-de-France. Pour les aides-soignantes, si les offres testées dans le secteur privé se situent en Ile-de-France, près de la moitié des offres émanant de la Fonction Publique Territoriale et de la Fonction Publique Hospitalière sont localisées en province. L'échantillon des offres de technicien de maintenance comporte, quant à lui, une proportion comprise entre 3% et 36% d'emplois localisés en province. Nous présentons en détail la répartition géographique des offres testées dans l'Annexe 3.
## 3. Résultats

Sur l'ensemble des 1086 offres d'emploi testées, 22 % ont fait l'objet d'une réponse positive à au moins l'un des trois candidats fictifs. Cette proportion est toutefois très variable selon la profession examinée et selon le secteur (Tableau 3). Premièrement, sur l'ensemble des offres testées dans cette profession, un recruteur sur deux a répondu positivement à au moins une des trois aides-soignantes fictives. Ce résultat traduit une forte tension dans les recrutements dans cette profession. Cette proportion est deux fois plus faible dans les deux autres professions. Deuxièmement, les employeurs de la Fonction Publique ont été plus enclins que ceux du secteur privé à contacter au moins l'un des trois candidats du testing lorsqu'ils avaient à pourvoir un poste de responsable administratif (39% versus 13%) ou de technicien de maintenance (28% versus 15%). Pour les aides-soignantes en revanche, les recruteurs du privé se sont manifestés dans une proportion plus forte que ceux de la Fonction Publique (55% versus 46%).

### L'accès à un entretien d'embauche est plus fréquent dans la sphère publique

Parmi les employeurs qui se sont manifestés auprès d'au moins un des candidats fictifs du test de discrimination, certains ont contacté un seul candidat, d'autres deux alors que d'autres recruteurs ont répondu favorablement aux trois candidats. Dans la profession de responsable administratif, les employeurs du privé semblent plus sélectifs que dans la fonction publique : parmi les employeurs ayant manifesté un intérêt pour au moins un candidat du testing, plus de la moitié d'entre eux n'ont contacté qu'un seul des trois candidats dans le secteur privé (contre 40% dans la Fonction publique). Dans les deux autres professions, cette proportion est de l'ordre de 30% dans les deux secteurs.
<table><caption>Tableau 3 : Sélectivité des offres d'emploi testées</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Responsable administratif</th><th colspan="3">Technicien de Maintenance</th><th colspan="3">Aide-soignante</th><th colspan="3">Ensemble</th></tr><tr><th>Ensemble</th><th>Privé</th><th>Public</th><th>Ensemble</th><th>Privé</th><th>Public</th><th>Ensemble</th><th>Privé</th><th>Public</th><th>Ensemble</th><th>Privé</th><th>Public</th></tr></thead><tbody><tr><td>% d'offres pour lesquelles au moins un candidat fictif a reçu une réponse positive</td><td>20,9%</td><td>13,2%</td><td>38,6%</td><td>22,90%</td><td>14,68%</td><td>27,66%</td><td>51,3%</td><td>54,6%</td><td>45,8%</td><td>27,7%</td><td>22,5%</td><td>35,3%</td></tr><tr><td>1 réponse positive</td><td>53</td><td>27</td><td>26</td><td>19</td><td>5</td><td>14</td><td>38</td><td>26</td><td>12</td><td>110</td><td>58</td><td>52</td></tr><tr><td>2 réponses positives</td><td>34</td><td>14</td><td>20</td><td>21</td><td>5</td><td>16</td><td>39</td><td>31</td><td>8</td><td>94</td><td>50</td><td>44</td></tr><tr><td>3 réponses positives</td><td>31</td><td>11</td><td>20</td><td>28</td><td>6</td><td>22</td><td>38</td><td>20</td><td>18</td><td>97</td><td>37</td><td>60</td></tr><tr><td>Nombre d'offres</td><td>565</td><td>394</td><td>171</td><td>297</td><td>109</td><td>188</td><td>224</td><td>141</td><td>83</td><td>1086</td><td>644</td><td>442</td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

Lecture : Sur l'ensemble des 565 offres d'emploi de responsable administratif testées, 20% d'entre elles ont suscité une réponse positive à au moins l'un des trois candidats fictifs. Pour 53 offres, seul un candidat fictif du testing a reçu une réponse positive ; pour 34 offres, seulement deux candidats fictifs ont reçu une réponse positive ; pour 31 offres, les trois candidats fictifs ont reçu une réponse positive.

Ainsi, dans la plupart des cas, dans le secteur privé et dans la fonction publique, les recruteurs intéressés ne contactent pas les trois candidats fictifs, mais seulement un ou deux parmi eux. Les candidatures étant parfaitement similaires, à l'exception de la caractéristique discriminante dont on souhaite évaluer l'effet (origine ou réputation du lieu de résidence), il est intéressant d'examiner si ce choix sélectif est aléatoire. Si tel était le cas, sur un grand nombre d'offres testées, les trois candidats fictifs devraient avoir les mêmes chances d'obtenir une réponse positive. Nous présentons dans le Tableau 4 les taux d'accès à un entretien d'embauche des trois candidats fictifs, selon la profession et le secteur. Globalement, les taux de succès des trois aides-soignantes apparaissent plus élevés que ceux des candidats fictifs dans les deux autres professions. On note également que les taux de succès des trois candidats fictifs sont plus élevés dans la Fonction Publique que dans le secteur privé lorsqu'ils candidatent sur des offres d'emploi de responsable administratif (du simple au triple) ou de techniciens de maintenance (du simple au double). Pour les aides-soignantes en revanche, les taux de succès des trois candidats fictives sont comparables qu'elles candidatent dans le secteur privé ou dans la Fonction Publique.
<table><caption>Tableau 4 : Taux d'accès à un entretien d'embauche pour chacun des trois candidats fictifs (en pourcentage)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Responsable administratif</th><th colspan="2">Technicien de Maintenance</th><th colspan="2">Aide soignante</th></tr><tr><th>Taux d'accès à un entretien</th><th>Ecart de taux d'accès à un entretien (Prob. critique)</th><th>Taux d'accès à un entretien</th><th>Ecart de taux d'accès à un entretien (Prob. critique)</th><th>Taux d'accès à un entretien</th><th>Ecart de taux d'accès à un entretien (Prob. critique)</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Ensemble</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Candidat d'origine française (référence)</td><td>14,34<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>17,85<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>40,63<sup>***</sup></td><td>ref</td></tr><tr><td>Candidat d'origine française vivant en QPV</td><td>12,39<sup>***</sup></td><td>-1,95<br>(0,152)</td><td>18,18<sup>***</sup></td><td>0,34<br>(0,835)</td><td>36,16<sup>***</sup></td><td>-4,46<br>(0,166)</td></tr><tr><td>Candidat d'origine maghrébine</td><td>11,15<sup>***</sup></td><td><strong>-3,19<sup>**</sup></strong><br>(0,018)</td><td>12,79<sup>***</sup></td><td><strong>-5,05<sup>***</sup></strong><br>(0,007)</td><td>25,89<sup>***</sup></td><td><strong>-14,73<sup>***</sup></strong><br>(0,000)</td></tr><tr><td><strong>Secteur privé</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Candidat d'origine française (référence)</td><td>7,61<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>11,01<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>41,13<sup>***</sup></td><td>ref</td></tr><tr><td>Candidat d'origine française vivant en QPV</td><td>8,12<sup>***</sup></td><td>0,51<br>(0,715)</td><td>11,93<sup>***</sup></td><td>0,92<br>(0,657)</td><td>39,01<sup>***</sup></td><td>-2,13<br>(0,624)</td></tr><tr><td>Candidat d'origine maghrébine</td><td>6,60<sup>***</sup></td><td>-1,02<br>(0,433)</td><td>7,34<sup>***</sup></td><td>-3,67<br>(0,158)</td><td>24,82<sup>***</sup></td><td><strong>-16,31<sup>***</sup></strong><br>(0,000)</td></tr><tr><td><strong>Fonction Publique</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Candidat d'origine française (référence)</td><td>29,82<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>21,81<sup>***</sup></td><td>ref</td><td>39,76<sup>***</sup></td><td>ref</td></tr><tr><td>Candidat d'origine française vivant en QPV</td><td>22,22<sup>***</sup></td><td><strong>-7,60<sup>**</sup></strong><br>(0,015)</td><td>21,81<sup>***</sup></td><td>0,00<br>(1,000)</td><td>31,33<sup>***</sup></td><td><strong>-8,43<sup>*</sup></strong><br>(0,070)</td></tr><tr><td>Candidat d'origine maghrébine</td><td>21,64<sup>***</sup></td><td><strong>-8,19<sup>**</sup></strong><br>(0,013)</td><td>15,96<sup>***</sup></td><td><strong>-5,85<sup>**</sup></strong><br>(0,021)</td><td>27,71<sup>***</sup></td><td><strong>-12,05<sup>***</sup></strong><br>(0,003)</td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%.

Lecture : Sur l'ensemble des 565 offres d'emploi de responsable administratif testées, dans 14,34 % des cas, le candidat portant un prénom et un nom à consonance française et résidant hors QPV reçoit une réponse positive contre 11,15% pour le candidat dont le nom est à consonance maghrébine, soit un écart de 3,2 points de pourcentage. La probabilité critique associée au test de l'hypothèse nulle selon laquelle cet écart est nul est inférieur à 5%, ce qui signifie que l'écart d'accès aux entretiens en défaveur du candidat d'origine maghrébine est statistiquement significatif.

## Discriminations dans l'accès à l'emploi public : comparaison des taux de succès

Les secondes colonnes du tableau 4 précisent l'écart de taux de succès sur les mêmes offres d'emploi pour les deux candidats potentiellement discriminés du fait de leur origine ou de la réputation de leur lieu de résidence relativement à celui du candidat de référence (origine française ne résidant pas en QPV). Pour tester la significativité des écarts, on mobilise un test de comparaison de proportions sur échantillons appariés.

Dans la profession de responsable administratif, les candidats d'origine maghrébine et d'origine française résidant en QPV ont des taux de succès comparables au candidat de référence lorsqu'ils postulent dans le secteur privé. Dans la fonction publique en revanche, des discriminations significatives apparaissent dans l'accès à ces emplois de catégorie A. Un candidat d'origine française voit sa probabilité d'être invité à un entretien d'embauche diminuer de 7,6 points de pourcentages s'il
réside dans un QPV, toutes choses étant égales par ailleurs. Un candidat d'origine maghrébine a, quant à lui, des chances de succès plus faibles de 8 points de pourcentage que le candidat de référence.

Dans la profession de technicien de maintenance, les chances de succès des candidats d'origine maghrébine et d'origine française résidant en QPV sont là aussi similaires à celles du candidat de référence dans le secteur privé. Toutefois, dans la Fonction Publique, si la réputation du lieu de résidence n'affecte pas les chances d'un candidat d'obtenir un entretien d'embauche, l'origine maghrébine a, quant à elle, un effet significativement négatif (de l'ordre de 6 points de pourcentage).

Enfin, dans la profession d'aides-soignantes, l'origine est un facteur discriminant dans l'accès aux entretiens d'embauche dans le secteur privé et dans la Fonction publique. Les chances de succès d'une candidate d'origine maghrébine sont plus faibles que celles d'une candidate d'origine française de 16 points de pourcentage dans le secteur privé et de 12 points de pourcentage dans la Fonction Publique. La réputation du lieu de résidence n'exerce toutefois un effet négatif sur les chances de succès que dans la Fonction Publique, où les chances de succès sont inférieures de 8 points de pourcentages à celles de la candidate de référence.

Ces premiers résultats suggèrent donc l'existence de pratiques discriminatoires à l'encontre de candidats d'origine maghrébine dans la Fonction Publique dans les trois professions retenues, de catégories A, B et C. Dans le secteur privé, sur l'échantillon des offres d'emploi testées, cette discrimination liée à l'origine n'est significative que dans la profession d'aide-soignante. Elle est alors plus marquée que dans la sphère publique. De plus, nous montrons l'existence de discriminations liées à la réputation du lieu de résidence dans la Fonction Publique dans deux des trois professions testées (catégories A et C), alors que ce motif de discrimination n'est pas significativement à l'œuvre dans les mêmes professions dans le secteur privé.

## Une confirmation économétrique

Il est important de confirmer ces résultats par une estimation économétrique afin de s'assurer que les écarts significatifs de taux de succès ne sont pas liés à des effets de composition. Dans le tableau 5, nous donnons les résultats de l'estimation d'un modèle linéaire où la probabilité d'invitation à un entretien d'embauche dépend à la fois des caractéristiques de la candidature et de celles de l'offre. Les variables de contrôle qui sont prises en compte sont la durée du contrat de travail, la localisation de l'offre, sa date de publication et l'ordre d'envoi des candidatures. L'estimation utilise des écarts-type clustérisés au niveau des offres d'emploi pour tenir compte du fait que les trois candidatures sont envoyées à chaque offre. Les coefficients significatifs des lignes « secteur public », CatA et CatB indiquent que le taux de réponse est en moyenne plus élevé pour les recruteurs publics que privés, et plus faibles pour les postes de responsables administratifs (CatA) et de techniciens de maintenance (CatB) que pour les aides- soignantes.

Les premières lignes du tableau 5 donnent les coefficients estimés pour les variables indicatrices correspondant à l'origine et au lieu de résidence. Relativement au candidat de référence, le candidat qui réside en QPV n'est globalement pas désavantagé tandis que celui qui signale une origine maghrébine par son patronyme fait l'objet d'une discrimination. Les coefficients positifs et significatifs
des variables croisées Ma x CatA et Ma x CatB indiquent que cette discrimination est moins marquée pour les techniciens de maintenance et les responsables administratifs que pour les aides-soignantes. Les valeurs négatives et significatives des variables QPV x Pub et Ma x Pub signalent que les candidats qui résident dans un quartier défavorisé et ceux qui sont d'origine maghrébine sont globalement pénalisés dans l'accès à un emploi public. La pénalité selon le lieu de résidence et l'origine n'existe véritablement que pour les aides-soignantes. Elle s'annule pour les deux autres familles professionnelles<fnref n="5" />.

<footnote n="5">⁵ Un test joint (de Fisher) testant la nullité de la somme des coefficients associés aux variables Ma x Pub et Ma x CatA x Pub conduit à ne pas rejeter cette hypothèse au seuil de 10%. Il en va de même, pour l'origine et les postes de techniciens de maintenance ainsi que pour le lieu de résidence et les postes administratifs et de techniciens de maintenance.</footnote>
<table><caption>Tableau 5 : Résultats d'estimation d'un modèle de probabilité linéaire</caption><thead><tr><th></th><th>Coef</th><th>Sd</th><th>t</th><th>p-value</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Caractéristique des candidats (ref. origine française)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Origine française vivant en QPV (QPV)</td><td>0,033</td><td>0,042</td><td>0,78</td><td>0,435</td></tr><tr><td>Origine maghrébine (Ma)</td><td><strong>-0,109***</strong></td><td><strong>0,040</strong></td><td><strong>-2,71</strong></td><td>0,007</td></tr><tr><td><strong>Secteurs d'activité (ref. secteur privé)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Secteur public (Pub)</td><td><strong>0,153***</strong></td><td><strong>0,027</strong></td><td><strong>5,73</strong></td><td>0,000</td></tr><tr><td><strong>Types d'emploi (ref. Ouvriers ou catégorie C)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Cadres ou catégorie A (catA)</td><td><strong>-0,250***</strong></td><td><strong>0,039</strong></td><td><strong>-6,38</strong></td><td>0,000</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires ou catégorie B (catB)</td><td><strong>-0,268***</strong></td><td><strong>0,040</strong></td><td><strong>-6,69</strong></td><td>0,000</td></tr><tr><td><strong>Types de contrat (ref. CDI)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>CDD ou contractuel</td><td>0,031</td><td>0,029</td><td>1,06</td><td>0,288</td></tr><tr><td><strong>Variables croisées</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>QPV × catA</td><td>-0,067</td><td>0,045</td><td>-1,47</td><td>0,141</td></tr><tr><td>QPV × catB</td><td>-0,017</td><td>0,050</td><td>-0,35</td><td>0,728</td></tr><tr><td>Ma × catA</td><td><strong>0,071*</strong></td><td><strong>0,043</strong></td><td><strong>1,65</strong></td><td><strong>0,098</strong></td></tr><tr><td>Ma × catB</td><td><strong>0,096**</strong></td><td><strong>0,048</strong></td><td><strong>2,02</strong></td><td><strong>0,044</strong></td></tr><tr><td>QPV × Pub</td><td><strong>-0,211***</strong></td><td><strong>0,062</strong></td><td><strong>-3,41</strong></td><td><strong>0,001</strong></td></tr><tr><td>Ma × Pub</td><td><strong>-0,102*</strong></td><td><strong>0,058</strong></td><td><strong>-1,77</strong></td><td><strong>0,077</strong></td></tr><tr><td>QPV × catA × pub</td><td><strong>0,222***</strong></td><td><strong>0,073</strong></td><td><strong>3,06</strong></td><td><strong>0,002</strong></td></tr><tr><td>QPV × catB × pub</td><td><strong>0,188**</strong></td><td><strong>0,075</strong></td><td><strong>2,49</strong></td><td><strong>0,013</strong></td></tr><tr><td>Ma × catA × pub</td><td>0,112</td><td>0,069</td><td>1,62</td><td>0,106</td></tr><tr><td>Ma × catB × pub</td><td>0,049</td><td>0,069</td><td>0,70</td><td>0,483</td></tr><tr><td><strong>Variables de contrôle</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Localisation (ref. hors Ile-de-France)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Paris</td><td>-0,031</td><td>0,054</td><td>-0,57</td><td>0,570</td></tr><tr><td>Seine-Saint-Denis ou Val d'Oise</td><td>0,029</td><td>0,057</td><td>0,50</td><td>0,614</td></tr><tr><td>Reste Ile-de-France</td><td>-0,022</td><td>0,052</td><td>-0,42</td><td>0,672</td></tr><tr><td><strong>Date de publication (ref : janvier 2016)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Octobre 2015</td><td>-0,031</td><td>0,031</td><td>-0,99</td><td>0,324</td></tr><tr><td>Novembre 2015</td><td>-0,040</td><td>0,030</td><td>-1,3</td><td>0,193</td></tr><tr><td>Décembre 2015</td><td>-0,021</td><td>0,031</td><td>-0,69</td><td>0,491</td></tr><tr><td>Février 2016</td><td>-0,019</td><td>0,030</td><td>-0,63</td><td>0,530</td></tr><tr><td>Mars 2016</td><td>-0,059</td><td>0,037</td><td>-1,57</td><td>0,116</td></tr><tr><td><strong>Ordre d'envoi (ref = 1er)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>2ème</td><td>-0,020</td><td>0,013</td><td>-1,56</td><td>0,119</td></tr><tr><td>3ème</td><td>-0,019</td><td>0,013</td><td>-1,47</td><td>0,141</td></tr><tr><td>Constante</td><td>0,387***</td><td>0,062</td><td>6,20</td><td>0,000</td></tr><tr><td>Nb obs</td><td>3 258</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>R²</td><td>0,105</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>F(26, 1085)</td><td>8,100***</td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%.
Décomposition selon les trois versants de la Fonction Publique

Nous proposons enfin d'examiner plus en détail les discriminations au sein du secteur public, en distinguant les résultats obtenus dans les trois versants de la Fonction Publique. Le tableau A2-1 en annexe indique qu'une discrimination à l'embauche liée à la réputation du lieu de résidence s'exerce significativement parmi les responsables administratifs de catégorie A dans la Fonction Publique Territoriale et parmi les aides-soignantes dans la Fonction Publique Hospitalière. Parallèlement, une discrimination liée à l'origine est présente dans l'accès à un entretien dans les trois professions. Les responsables administratifs subissent cette discrimination dans la Fonction Publique Territoriale, les techniciens de maintenance de catégorie B dans la Fonction Publique Hospitalière et les aides-soignantes de catégorie C, dans les Fonctions Publiques Hospitalière et Territoriale.

Aucun test ne permet de conclure de façon statistiquement rigoureuse à la présence d'une discrimination dans la Fonction Publique d'Etat. Néanmoins, nous pouvons remarquer que de nombreux résultats sont à la limite de la significativité aux seuils usuels. Ainsi, parmi les 4 tests de discrimination où la Fonction Publique d'Etat est concernée, aucun ne produit une conclusion positive au seuil de 10 %, mais 2 tests sur 4 sont proches de ce seuil. Pour la Fonction Publique Hospitalière, parmi les 6 tests qui ont été effectués, 3 sont probants au seuil de 10 %. Pour la Fonction Publique Territoriale, 3 sont probants également au seuil de 10 %.

Dans la Fonction Publique Territoriale, nous avons testé, pour les responsables administratifs de catégorie A, des offres d'emploi de titulaire et de contractuel. Nous sommes donc en mesure d'examiner distinctement la discrimination dans l'accès aux entretiens dans ces deux catégories d'emploi. Les résultats sont reportés dans le Tableau A2-2. La voie de recrutement par concours ne permet pas ici de garantir un accès égal à l'emploi public. En effet, nous trouvons une discrimination à l'embauche liée au lieu de résidence significative, bien que plus faible que celle qui s'exerce sur les emplois de contractuel. Une discrimination liée à l'origine d'une ampleur comparable est aussi à l'œuvre dans l'accès aux emplois de contractuel, Elle tend également à s'observer pour les emplois de titulaire.

A nouveau, nous confirmons ces résultats par l'estimation d'un modèle économétrique permettant de mesurer des différences de traitement toutes choses égales par ailleurs. Le résultat figure dans le tableau 6, qui reprend l'estimation précédente en ventilant les effets par fonction publique. Compte tenu du faible nombre d'observations, nous avons choisi de regrouper dans cette estimation la fonction publique hospitalière avec la fonction publique d'Etat et de considérer de façon distincte la fonction publique territoriale.

S'agissant tout d'abord de l'effet du lieu de résidence, nous trouvons une discrimination à la fois pour la fonction publique territoriale et pour les autres fonctions publiques, d'un ordre de grandeur comparable (resp. -17,9 % et -23,9 %). Mais l'effet négatif est localisé uniquement sur les aides-soignantes dans les autres fonctions publiques alors qu'il affecte aussi les techniciens de maintenance dans la fonction publique territoriale (où seul le terme QPV x CatA x FPT est positif et significatif).
Concernant l'origine, le seul effet globalement important apparaît dans les fonctions publiques d'Etat et hospitalière. Certes, le coefficient -0,116 n'est pas significatif au seuil de 10% (la p-value est de 10,2). Toutefois d'après le tableau A2-3 qui présente les estimations séparément pour chaque sous-échantillon, la variable Ma est négative et significative dans les fonctions publiques d'Etat et hospitalières. Ainsi, un candidat maghrébin a « toutes choses égales par ailleurs » moins de chance d'être recruté dans ce secteur. D'après les tests joints, cette pénalité, n'est significative que pour les postes de catégorie B et C mais pas pour les portes de catégorie A.

Notons que dans le tableau A2-3, on l'on effectue le maximum de contrôles, nous ne parvenons plus à mettre en évidence de discrimination dans la fonction publique territoriale, selon l'origine comme selon le lieu de résidence. Pour autant, la discrimination selon l'origine y est à la limite de la significativité (avec une p-valeur de 13,8 %) et elle n'est pas statistiquement différente de celle obtenue dans les autres fonctions publiques. Ces résultats invitent à ne pas considérer que la fonction publique territoriale a un comportement spécifique vis-à-vis des autres versants de la fonction publique. Comme l'indiquaient déjà le tableau A2-2 donnant les résultats des tests statistiques sur les taux de succès dans chaque versant de la fonction publique, la fonction hospitalière parait tout autant concernée par les discriminations dans l'accès à l'emploi que la fonction publique territoriale.
<table><caption>Tableau 6 : modèle de probabilité linaire, en ventilant par fonction publique</caption><thead><tr><th></th><th>Coef</th><th>sd</th><th>t</th><th>p-value</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Caractéristique des candidats (ref. origine française)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Origine française vivant en QPV (QPV)</td><td>0,033</td><td>0,042</td><td>0,770</td><td>0,443</td></tr><tr><td>Origine maghrébine (Ma)</td><td>-0,109***</td><td>0,040</td><td>-2,720</td><td>0,007</td></tr><tr><td><strong>Secteurs d'activité (ref. secteur privé)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>FPT</td><td>0,146***</td><td>0,032</td><td>4,490</td><td>0,000</td></tr><tr><td>FPE-FPH</td><td>0,165***</td><td>0,039</td><td>4,200</td><td>0,000</td></tr><tr><td><strong>Types d'emploi (ref. Ouvriers ou catégorie C)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Cadres ou catégorie A (catA)</td><td>-0,251***</td><td>0,039</td><td>-6,400</td><td>0,000</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires ou catégorie B (catB)</td><td>-0,265***</td><td>0,041</td><td>-6,500</td><td>0,000</td></tr><tr><td><strong>Types de contrat (ref. CDI)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Cdd/ contractuel</td><td>0,031</td><td>0,030</td><td>1,050</td><td>0,294</td></tr><tr><td><strong>Variables croisées</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>QPV x catA</td><td>-0,066</td><td>0,045</td><td>-1,450</td><td>0,148</td></tr><tr><td>QPV x catB</td><td>-0,018</td><td>0,050</td><td>-0,360</td><td>0,717</td></tr><tr><td>Ma x catA</td><td>0,072*</td><td>0,043</td><td>1,680</td><td>0,093</td></tr><tr><td>Ma x catB</td><td>0,096**</td><td>0,048</td><td>1,990</td><td>0,047</td></tr><tr><td>QPV x FPT</td><td>-0,179**</td><td>0,082</td><td>-2,180</td><td>0,030</td></tr><tr><td>QPV x FPEH</td><td>-0,239***</td><td>0,076</td><td>-3,140</td><td>0,002</td></tr><tr><td>Ma x FPT</td><td>-0,084</td><td>0,077</td><td>-1,080</td><td>0,278</td></tr><tr><td>Ma x FPEH</td><td>-0,116</td><td>0,071</td><td>-1,640</td><td>0,102</td></tr><tr><td>QPV x catA x FPT</td><td>0,197**</td><td>0,097</td><td>2,050</td><td>0,041</td></tr><tr><td>QPV x catB x FPT</td><td>0,147</td><td>0,095</td><td>1,550</td><td>0,121</td></tr><tr><td>Ma x catA x FPT</td><td>0,117</td><td>0,093</td><td>1,260</td><td>0,207</td></tr><tr><td>Ma x catB x FPT</td><td>0,025</td><td>0,089</td><td>0,290</td><td>0,775</td></tr><tr><td>QPV x catA x FPEH</td><td>0,239***</td><td>0,093</td><td>2,580</td><td>0,010</td></tr><tr><td>QPV x catB x FPEH</td><td>0,261**</td><td>0,109</td><td>2,390</td><td>0,017</td></tr><tr><td>Ma x catA x FPEH</td><td>0,096</td><td>0,088</td><td>1,080</td><td>0,279</td></tr><tr><td>Ma x catB x FPEH</td><td>0,094</td><td>0,099</td><td>0,950</td><td>0,345</td></tr><tr><td><strong>Variables de contrôle</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Localisation (ref : Hors Ile-de-France)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Paris</td><td>-0,027</td><td>0,054</td><td>-0,490</td><td>0,622</td></tr><tr><td>Seine-Saint-Denis ou Val d'Oise</td><td>0,035</td><td>0,058</td><td>0,600</td><td>0,549</td></tr><tr><td>Reste Ile-de-France</td><td>-0,017</td><td>0,053</td><td>-0,310</td><td>0,757</td></tr><tr><td>Date de publication (ref : janvier 2016)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Octobre 2015</td><td>-0,031</td><td>0,031</td><td>-0,980</td><td>0,328</td></tr><tr><td>Novembre 2015</td><td>-0,039</td><td>0,030</td><td>-1,280</td><td>0,201</td></tr><tr><td>Décembre 2015</td><td>-0,021</td><td>0,031</td><td>-0,670</td><td>0,503</td></tr><tr><td>Février 2016</td><td>-0,018</td><td>0,030</td><td>-0,600</td><td>0,546</td></tr><tr><td>Mars 2016</td><td>-0,062*</td><td>0,037</td><td>-1,670</td><td>0,096</td></tr><tr><td>Ordre des Envois (ref. 1er)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>2d</td><td>-0,021*</td><td>0,012</td><td>-1,670</td><td>0,095</td></tr><tr><td>3ème</td><td>-0,019</td><td>0,013</td><td>-1,520</td><td>0,129</td></tr></tbody></table>
<table><tr><td>Constante</td><td>0,382</td><td>0,063</td><td>6,080</td><td>0,000</td></tr><tr><td>Nb obs.</td><td>3 258</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td>0.1060</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>F(33, 1085)</td><td>6.40***</td><td></td><td></td><td></td></tr></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%.

## 4. Discussion

Les résultats des tests statistiques et ceux de l'estimation des modèles économétriques permettent de discuter les hypothèses formulées au début de cet article. Tout d'abord, nous nous demandions s'il y avait une sous-exposition au risque discriminatoire pour la fonction publique considérée globalement, relativement aux recruteurs privés. Nous répondons par la négative. Notre étude a permis de mettre en évidence des discriminations dans l'accès à l'emploi dans le public, avec une fréquence et une ampleur qui est comparable à celles du privé. La place importante des recrutements par voie de concours et l'attachement au principe d'égalité qui organise le recrutement public ne sont donc pas suffisants pour abriter le public de tous risques discriminatoires. Ces éléments ne sont pas de nature à neutraliser l'effet de l'absence d'exposition aux sanctions du marché, qui est censé limiter le risque discriminatoire dans le recrutement privé.

Notre deuxième hypothèse portait sur les différences entre les trois versants de la fonction publique du point de vue de leur exposition au risque de discrimination. Les résultats de nos tests et ceux de nos estimations suggèrent fortement une différence entre la fonction publique d'Etat, d'une part, pour laquelle aucun test de discrimination n'est significatif et les fonctions publiques territoriale et hospitalière, d'autre part, où l'existence de discriminations à l'embauche, tant sur le critère de l'origine que sur celui du lieu de résidence, est confirmée par les tests statistique et par l'estimation économétrique.

En pratique, il existe une grande variété de mode d'organisation des recrutements au sein du public. Si certaines opérations de recrutement reposent sur des concours offrant toutes les garanties d'égalité formelle des candidats, d'autres opérations sont très décentralisées et très peu organisées. Elles sont alors en pratique très proches d'un acte de recrutement par une entreprise privée. L'exposition au risque de discrimination peut alors être élevée, en particulier dans les fonctions publiques hospitalières et territoriales où les modes de recrutement sont les plus déconcentrés.

Ce risque reste réduit dans la fonction publique d'Etat, où les agents de catégorie A sont prépondérants et où le recrutement par voie de concours reste la norme, tandis que les actions pour l'égalité sont développées dans tous les ministères, au travers notamment de leur engagement dans le label égalité et dans le label diversité. Les recrutements par concours sont un peu moins prépondérants dans la fonction publique hospitalière et ils sont minoritaires dans la fonction publique territoriale. Avec trois agents sur quatre en catégorie C, pour lesquels les recrutements sans concours sont devenus la norme, la fonction publique territoriale se caractérise par un mode de recrutement très déconcentré au niveau des collectivités territoriales et des établissements publics locaux. Les actions pour l'égalité y sont par ailleurs déployées de façon très hétérogène.
Conclusion

Mesurer les discriminations dans l'accès à l'emploi est un exercice particulièrement difficile. Il s'agit d'établir qu'une caractéristique individuelle sans lien avec les aptitudes professionnelles du candidat a joué un rôle déterminant dans le processus de recrutement, toutes choses égales par ailleurs. Dans la littérature internationale, il est reconnu que la seule manière convaincante d'administrer ce type de preuve est de recourir à une expérience contrôlée, dénommée test de discrimination ou « testing ».

Or, si la preuve de discrimination est difficile à établir dans le secteur privé, elle l'est plus encore dans la Fonction Publique où le recrutement par voie de concours est la norme. Il parait en effet a priori impossible de soumettre des candidatures fictives à un concours qui suppose une succession d'épreuves sélectives avec une mise en concurrence effective des candidats. C'est probablement la raison pour laquelle, en France, aucune opération de testing n'avait jusqu'ici jamais été réalisée en matière d'emploi public.

Dans cette étude, nous mesurons les discriminations dans l'accès à l'emploi public en exploitant le fait que la majeure partie des recrutements publics s'effectuent sur contrat et que certains recrutements par voie de concours, dans les fonctions publiques hospitalières et territoriales, laissent aux recruteurs la possibilité de sélectionner en dernier recours les candidats à l'emploi et par conséquent, de discriminer tel ou tel profil.

Les résultats d'une opération de testing doivent être considérés avec circonspection. D'un côté, il s'agit d'apporter des preuves fortes de l'existence de discrimination, sans doute de la manière la plus rigoureuse possible. D'un autre côté, ces preuves n'ont qu'une portée locale, partielle et ponctuelle. Ces limites doivent être conservées à l'esprit lorsque l'on analyse nos résultats.

Au terme de cette étude, nous ne pouvons pas conclure, en toute rigueur, à l'absence de discrimination à l'embauche dans la Fonction Publique d'Etat ou dans le secteur privé, domaines pour lesquels nous avons trouvé le moins de tests probants de discrimination, selon l'origine et le lieu de résidence, les deux critères testés ici. En effet, si la campagne de testing avait porté sur d'autres professions, à d'autres périodes de collecte des données, dans d'autres bassins d'emploi, ou en s'appuyant sur d'autres profils type de candidats fictifs, nous aurions peut-être mis en évidence des discriminations à l'embauche dans la Fonction Publique d'Etat et dans le secteur privé.

En revanche, au terme de cette étude, nous pouvons établir de façon rigoureuse plusieurs propositions originales :

1) Première proposition, en matière de discriminations dans l'accès à l'emploi, nous ne pouvons pas établir sur la base de ces tests que la Fonction Publique présente globalement de meilleurs résultats que les recruteurs privés. Dans l'ensemble des tests réalisés, nos résultats ne permettent pas d'établir que les discriminations à l'embauche sont systématiquement moins fortes dans la sphère publique. Selon les professions que nous avons testées, nous mesurons des discriminations tantôt plus fortes dans le public que dans le privé, tantôt moins fortes.
2) Deuxième proposition, au sein de l'emploi public, nous ne sommes pas parvenus à mettre en évidence l'existence de discriminations qui seraient spécifiques à la Fonction Publique d'Etat, aux seuils statistiques usuels. En revanche, nous avons fourni plusieurs preuves de l'existence d'une discrimination dans l'accès à l'emploi, selon l'origine et le lieu de résidence, pour la FPH et la FPT. Nos résultats suggèrent que pour nos trois professions particulières, il y aurait des discriminations à l'embauche dans la Fonction Publique Hospitalière et dans la Fonction Publique Territoriale.

Ces résultats plaident pour mettre en place des actions correctrices permettant de lutter contre les discriminations dans l'accès à l'emploi public, en ciblant particulièrement les acteurs des Fonctions Publiques territoriales et hospitalières. Ces actions pourraient par exemple consister à transposer dans ces deux versants de la Fonction Publique les dispositifs qui se sont généralisés dans la Fonction Publique d'Etat depuis 2008 : professionnalisation du recrutement, actions de sensibilisation sur la thématique de la diversité et de la mixité, formation des acteurs du recrutement, ...

A notre connaissance, cette étude est la première à explorer en France les discriminations dans l'accès à l'emploi public, en comparaison du privé, avec une méthode de testing. Comme pour toutes les études utilisant la même méthodologie, nos résultats sont d'une portée limitée. Ils gagneraient à être complétés par d'autres études portant sur le croisement des critères origine et lieu de résidence, sur d'autres critères de discriminations et/ou sur d'autres professions.
## Bibliographie

Adida, C. L., D. D. Laitin et M.-A. Valfort. (2010). « Identifying barriers to Muslim integration in France », *PNAS* (*Proceedings of the National Academy of Sciences of the United States of America*) 107(52): 384-390.

Ahmed, A. M. L. Andersson et M. Hammarstedt (2013). "Are gay men and lesbians discriminated against in the hiring process?" *Southern Economic Journal*, 79(3): 565-585.

Baert, S., B. Cockx, N. Gheyle et C. Vandamme. (2015). "Is there less discrimination in occupations where recruitment is difficult." *Industrial and Labor Relations Review* 68(3): 467-500.

Baert, S. (2018) "Hiring Discrimination: An Overview of (Almost) All Correspondence Experiments Since 2005". In: Gaddis S. (eds) Audit Studies: Behind the Scenes with Theory, Method, and Nuance. Methodos Series (Methodological Prospects in the Social Sciences), vol 14. Springer, Cham

Beffy M. et T. Kamionka (2010). « Public-private wage gaps: is civil-servant human capital sector-specific?" *Documents de Travail de la DESE - Working Papers of the DESE*, 2010-16.

Becker, G. S. (1957). *The Economics of Discrimination*. The University of Chicago Press.

Berson, C. (2009). "Private vs. Public Sector: Discrimination against Second-Generation Immigrants in France » CES Working Paper, 2009-59R.

Berson C. (2011). « Concurrence imparfaite et discrimination sur le marché du travail », *Revue économique* 2011/3, Vol. 62, p. 409-417.

Bertrand, M. and E. Duflo, (2016). Field Experiments on Discrimination, Handbook of Field Experiments, version January 7 2016.

Bosquet C., P.P. Combes et C. Garcia-Penalosa (2013). « Gender and Competition: Evidence from Academic Promotions in France », *CEPR Discussion Paper*, 9711.

Bunel M., E. Ene Jones, Y. L'Horty, P. Petit, (2013). « Effets de quartier, effet de département: discrimination liée au lieu de résidence et accès à l'emploi », Rapport pour l'Observatoire National des Zones Urbaines Sensibles.

Carlsson, M. and D-O Rooth (2007), « Evidence of ethnic discrimination in the Swedish labor market using experimental data », *Labour Economics* 14, pp. 716-729

DGAFP, 2015, Écarts de rémunérations entre les femmes et les hommes dans la fonction publique : sous le prisme des inégalités de genre, *Etudes, recherche et débats*, 10 octobre 2015.

Duguet E. et P. Petit. (2005), Hiring discrimination in the French financial sector: an econometric analysis on field experiment data, *Annals of Economics and Statistics*, 78, pp. 79-102.

Duguet E., N. Leandri, Y. L'Horty, P. Petit. (2010) « Are Young French Jobseekers of Ethnic Immigrant Origin Discriminated Against? A Controlled Experiment in the Paris Area », *Annals of Economics and Statistics*, (99-100), pp. 187-215.

Eberhard M., D. Meurs et P. Simon (2008). « Construction d'une méthodologie d'observation de l'accès et du déroulement de carrière des générations issues de l'immigration dans la fonction publique », INED.

Eberhard M. et P. Simon (2014). « Egalité professionnelle et perception des discriminations à la ville de Paris». Document de travail de l'INED, 2017.

Edo A. et N. Jacquemet (2013). « Discrimination à l'embauche selon l'origine et le genre : défiance indifférenciée ou ciblée sur certains groupes ? » Économie et Statistique, n° 464-465-466, pp 155-172.
Eid, P. (2012). Mesurer la discrimination à l'embauche subie par les minorités racisées: résultats d'un'testing" mené dans le grand Montréal. Quebec: Commission des droits de la personne et des droits de la jeunesse.

Fougère D. et J. Pouget (2003), « Les déterminants économiques de l'entrée dans la fonction publique », *Économie et statistiques* n° 369-370, pp. 15-48.

Fougère D. et J. Pouget (2004), *L'emploi public s'est-il diversifié ? Sexe, niveau d'étude, origine sociale et origine nationale des salariés de la fonction publique et des collectivités territoriales*, Paris : La Documentation Française.

Héran F. et D. Meurs (2009). *Étude par sondage sur la parité et la diversité au sein du ministère de l'intérieur*, INED.

Hoffnar E. and M. Greene, (1996). Gender Discrimination in the Public and Private Sectors: A Sample Selectivity Approach, *Journal of Socio-Economics*, 25(1), pp. 105-114

Kim P. S., and G. B. Lewis (1994). « Asian Americans in the Public Service: Success, Diversity, and Discrimination » *Public Administration Review*, 54 (3), pp. 285-290.

Lanfranchi J., D. Meurs et M. Narcy, (2009). « Les femmes ont-elles de bonnes raisons d'aller dans le public et l'associatif? » in *Entre famille et travail: des arrangements de couple aux pratiques des employeurs*, sous la direction de Ariane Pailhe et Anne Solaz, La Découverte, pp. 363-382.

L'Horty Y., E. Duguet, L. du Parquet, P. Petit et F. Sari. (2011) « Les effets du lieu de résidence sur l'accès à l'emploi : Une expérience contrôlée sur des jeunes qualifiés en Ile-de-France », *Economie et Statistique*, (447), pp. 71-95.

L'Horty Y., (2016). *Les discriminations dans l'accès à l'emploi public*. La documentation française, collection des rapports au Premier Ministre, 103 p.

Long J. (1975). « Public-Private Sectoral Differences in Employment Discrimination” *Southern Economic Journal*, 42(1), pp. 89-96.

Midtbøen, A. H. (2014). "Discrimination of the Second Generation: Evidence From A Field Experiment in Norway." *Journal of International Migration and Integration: 1–20*.

Peres H. (2004), « L'accès aux fonctions publiques des jeunes d'origine immigrée », *Migrations Études*, 122, pp. 1-4.

Petit, P. (2007) « The Effects of Age and Family Constraints on Gender Hiring Discrimination: A Field Experiment in the French Financial Sector », *Labour Economics*, 14 (3), pp. 371-392.

Petit P., E. Duguet, Y. L'Horty, L. du Parquet et F. Sari. (2014) « Discriminations à l'embauche : les effets du genre et de l'origine se cumulent-ils systématiquement ? », *Economie et Statistique*, 464, pp.141-153.

Pierné, G. (2013), « Hiring discrimination based on national origin and religious closeness: results from a field experiment in the Paris area », *IZA Journal of Labor Economics*, 2 (4), pp. 1-15.

Pitts D. W. (2003) « Diversity, representation and performance: Evidence about race and ethnicity in public organizations », 7th National Public Management Research Conference, octobre 9-11. http://www.pmranet.org/conferences/georgetownpapers/Pitts.pdf

Pouget J. (2005), « La Fonction publique : vers plus de diversité ? », *Insee Références France*, portrait social.

Sabatier, M. (2010), « Do Female Researchers Face a Glass Ceiling in France? A Hazard Model of Promotions », *Applied Economics* 42 (16), pp. 2053–2062.

Wood, M., J. Hales, S. Purdon, T. Sejersen et O. Hayllar. (2009). "A Test for Racial Discrimination in Recruitment Practice in British Cities". Norwich: Department for Work and Pensions.
Zschirnt, E. et D. Ruedin (2016). "Ethnic discrimination in hiring decisions: A meta-analysis of correspondence tests 1990-2015." *Journal of Ethnic and Migration Studies*, 42(7): 1115-1134.
# Annexe 1

## Exemple de candidatures fictives : Les aides-soignantes

Céline Perrin
196 boulevard Barbès 75018
Paris
06 44 76 53 67
perrin.celine03@gmail.com

**Situation actuelle :**
Célibataire, 31 ans, sans enfant
Permis B / Véhicule personnel

## AIDE SOIGNANTE EXPERIMENTEE

Soins de prévention, d'hygiène, de maintien et de bien-être
Qualités relationnelles et disponibilité pour les patients

## EXPERIENCES PROFESSIONNELLES

**Janvier 2014 à aujourd'hui : Aide-soignante en CDI**
*Résidence pour les personnes âgées « le Bosquet aux renards » à Evry*

**Juin 2012 à décembre 2013 : Aide-soignante en CDD**
*Résidence pour les personnes handicapées « Soleil » à Massy*

**Janvier 2011 à avril 2012 : Aide-soignante en CDD**
*Unité médecine à la polyclinique « Saint André » à Reims*

**Avril 2009 à décembre 2010 : aide-soignante à domicile en CDD**
« Adéliaservices » à Reims

**Septembre 2006 à mars 2009 : Aide-soignante en CDI**
*Résidence pour les personnes âgées « La Girandière » à Epernay*

**Stages d'aide-soignante en 2006**
Clinique de Champagne à Reims : unité médico-psychologique
Hôpital Maison Blanche à Reims : unité gériatrie
Hôpital Sébastopol : unité médecine palliative
Résidence pour les personnes âgées « L'Escale » à Reims
Foyer d'hébergement pour adultes handicapés « L'Aurore » à Reims
Foyer d'hébergement pour enfants et adolescents handicapés « Galopet » à Reims

## DIPLOMES

* 2006 : Obtention du Diplôme d'Etat d'Aide-soignante (IFAS de Reims)

* 2005 : 1ère année de BTS Management des Unités Commerciales

* 2004 : Baccalauréat Sciences et Technologies Tertiaires

## DIVERS ET LOISIRS

Informatique (pack office Windows).
Hobbies : Volley. Lecture. Cinéma.
Aurélie MOREAU

48 rue des Vinaigriers

75010 PARIS

06.41.12.19.23

moreau-aurelie@hotmail.com

32 ans – célibataire – sans enfant

Aide-soignante

COMPETENCES

Soins d'hygiène et de confort, surveillance, stimulation, écoute, transmissions

Publics : personnes âgées malades et dépendantes, personnes en situation de handicap, personnes hospitalisées, personnes en situation de troubles psychiques

11 ANNEES D'EXPERIENCES

Depuis 2012 :

CDI

Aide-soignante

Résidence pour personnes âgées Les Baudemonts à Thiais (94)

2011- 2012 :

CDD

Aide-soignante

Centre de réadaptation de Coubert (77)

2010 – 2011 :

CDD

Aide-soignante à domicile

Entreprise Coviva à Chelles (77)

2007 – 2010 :

CDI

Aide-soignante

Résidence pour personnes âgées Le Galilée au Mans (72)

2005-2007 :

CDD

Aide-soignante

Service chirurgie de la main à l'hôpital du Mans (72)

2004-2005 :
6 Stages de 4 semaines

Aide-soignante stagiaire

Résidence pour personnes âgées La Floraissance au Mans (72)

Service chirurgie générale à l'Hôpital du Mans (72)

Maison d'accueil pour personnes handicapées de l'Huisnes au Mans (72)

Etablissement public de santé mentale de la Sarthe à Allonnes (72)

Service gériatrie à l'Hôpital du Mans (72)

Unité de soins de longue durée à l'Hôpital du Mans (72)

FORMATION

Juillet 2005 :

Diplôme d'état d'aide-soignante

Institut de formation d'aide-soignante du Mans (72)

2003-2004 :

Préparation du BTS Assistante de gestion PME-PMI

Lycée Gabriel Touchard au Mans (72)

Juin 2003 :

Baccalauréat Série STT

Juin 2000 :

Brevet des collèges

DIVERS

Mobile : permis B, voiture personnelle.

Informatique : word, excel, internet

Loisirs : badminton et musique.
## Yasmina MEHDAOUI

39, rue Jules César 75 012 Paris

yasminamehdaoui@yahoo.fr / 06-44-92-02-42

33 ans, célibataire, sans enfant, nationalité française, mobile (permis B, véhicule)

## AIDE-SOIGNANTE DEPUIS 2004

### EXPERIENCE PROFESSIONNELLE

**Compétences et qualités professionnelles :** Ecoute, prévention, surveillance, aide à l'autonomie, soins d'hygiène et de confort (toilette, repas, lits)

Depuis Sept. 13 **AIDE-SOIGNANTE**
Maison de retraite Hippocrate à Châtenay Malabry (C.D.I.)

Avr. 11 à Nov. 12 **AIDE-SOIGNANTE**
Soins à domicile, ADMR à Saint Arnoult en Yvelines (C.D.D)

Mai 07 à Mars 11 **AIDE-SOIGNANTE**
Maison de retraite La Résidence du Lac à Vernon (C.D.I.)

Déc. 05 à Avr. 07 **AIDE-SOIGNANTE**
Centre médico psychologique à Bernay (C.D.D.)

Sept. 04 à Nov. 05 **AIDE-SOIGNANTE**
Service chirurgie de la clinique Bergouignan à Evreux (C.D.D.)

Printemps 2004 **6 PERIODES DE STAGE EN TANT QU'AIDE-SOIGNANTE STAGIAIRE**

- Service rééducation fonctionnelle de l'Hôpital d'Evreux

- Maison de retraite Auguste Ridou à Vernon

- Service gériatrie de l'Hôpital d'Evreux

- Soins à domicile, SSIAD d'Evreux

- Foyer pour personnes handicapées de l'Association Marie-Hélène à Evreux

- Service psychiatrique du Nouvel Hôpital de Navarre d'Evreux

### CURSUS

Juil. 04 DIPLOME D'ETAT D'AIDE SOIGNANTE DE L'INSTITUT IFAS D'EVREUX

Sept. 02 à Avr. 03 IUT DE TECHNIQUES DE COMMERCIALISATION A L'IUT D'EVREUX

Juin 02 : BACCALAUREAT STT

### DIVERS

Pratique de l'informatique (Word-Excel-Internet).
Musique, basket, lecture.
# Annexe 2

## Ecarts de taux de succès et tests statistiques

<table><caption>Tableau A2-1 : Différences de taux d'accès à un entretien entre les candidats fictifs selon la Fonction Publique (en points de pourcentage)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Responsable administratif</th><th colspan="3">Technicien de Maintenance</th><th colspan="3">Aide-soignante</th></tr><tr><th>FPE</th><th>FPH</th><th>FPT</th><th>FPE</th><th>FPH</th><th>FPT</th><th>FPE</th><th>FPH</th><th>FPT</th></tr></thead><tbody><tr><td>Candidat d'origine française en QPV versus candidat d'origine française (référence)</td><td>0,00<br>(1,000)</td><td>-11,11<br>(0,163)</td><td><b>-11,11***</b><br>(0,010)</td><td>0,00<br>(1,000)</td><td>-09,09<br>(0,138)</td><td>1,34<br>(0,615)</td><td>-</td><td><b>-11,90**</b><br>(0,047)</td><td>-4,88<br>(0,472)</td></tr><tr><td>Candidat d'origine maghrébine versus candidat d'origine française (référence)</td><td>-7,41<br>(0,202)</td><td>-3,70<br>(0,705)</td><td><b>-10,00**</b><br>(0,016)</td><td>-11,76<br>(0,131)</td><td><b>-13,64*</b><br>(0,062)</td><td>-4,03<br>(0,157)</td><td>-</td><td><b>-14,29***</b><br>(0,008)</td><td><b>-9,76*</b><br>(0,089)</td></tr><tr><td>Nombre d'offres</td><td>54</td><td>27</td><td>90</td><td>17</td><td>22</td><td>149</td><td>0</td><td>42</td><td>41</td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

Note : Les écarts-types ont été calculés par la méthode du bootstrap réalisée sur 10 000 tirages

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%. Les probabilités critiques figurent entre parenthèses.

Lecture : Sur l'ensemble des 90 offres d'emploi de responsable administratif testées dans la Fonction Publique Territoriale, le candidat résidant en QPV a un taux d'accès aux entretiens d'embauche inférieur de 11,11 points de pourcentage à celui du candidat portant, comme lui, un prénom et un nom à consonance française mais résidant dans un quartier neutre. La probabilité critique associée au test de l'hypothèse nulle selon laquelle cet écart est nul est de 1%, ce qui signifie que l'écart d'accès aux entretiens en défaveur du candidat résidant en QPV est statistiquement significatif.
<table><caption>Tableau A2-2 : Différences de taux d'accès à un entretien des responsables administratifs dans la Fonction Publique Territoriale pour les emplois de titulaire ou de contractuel (en points de pourcentage)</caption><thead><tr><td></td><td>Emplois de titulaire dans la FPT</td><td>Emplois de contractuel dans la FPT</td></tr></thead><tbody><tr><td>Candidat d'origine française en QPV versus candidat d'origine française (référence)</td><td>-8,62*<br>(0.090)</td><td>-15,62**<br>(0.045)</td></tr><tr><td>Candidat d'origine maghrébine versus candidat d'origine française (référence)</td><td>-6,89<br>(0.150)</td><td>-15,62**<br>(0.045)</td></tr><tr><td>Nombre d'offres</td><td>58</td><td>32</td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

Note : Les écarts-types ont été calculés par la méthode du bootstrap réalisée sur 10 000 tirages

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%. Les probabilités critiques figurent entre parenthèses.

Lecture : Sur l'ensemble des 58 offres d'emploi de responsable administratif titulaire testées dans la Fonction Publique Territoriale, le candidat résidant en QPV a un taux d'accès aux entretiens d'embauche inférieur de 8,62 points de pourcentage à celui du candidat portant, comme lui, un prénom et un nom à consonance française mais résidant dans un quartier neutre. La probabilité critique associée au test de l'hypothèse nulle selon laquelle cet écart est nul est de 9%, ce qui signifie que l'écart d'accès aux entretiens en défaveur du candidat résidant en QPV est statistiquement significatif au seuil usuel de 10%.
<table><caption>Tableau A2-3 : Modèle de probabilité linaire estimé sur les sous-échantillons du secteur privé, de la fonction publique hospitalière et d'Etat et de la fonction publique territoriale</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Privé</th><th colspan="2">FPEH</th><th colspan="2">FPT</th></tr><tr><th>coef</th><th>p-valeur</th><th>coef</th><th>p-valeur</th><th>coef</th><th>p-valeur</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Caractéristique des candidats (ref. origine française)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Origine française vivant en QPV (QPV)</td><td>-0,021</td><td>0.629</td><td><strong>-0,122*</strong></td><td><strong>0,055</strong></td><td>-0,046</td><td>0,528</td></tr><tr><td>Origine maghrébine (Ma)</td><td><strong>-0,163***</strong></td><td><strong>0.000</strong></td><td><strong>-0,147***</strong></td><td><strong>0,009</strong></td><td>-0,091</td><td>0,138</td></tr><tr><td><strong>Types d'emploi (ref. Ouvriers ou catégorie C)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Cadres ou catégorie A (catA)</td><td><strong>-0,312***</strong></td><td><strong>0.000</strong></td><td>-0,141</td><td>0,179</td><td>-0,133</td><td>0,199</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires ou catégorie B (catB)</td><td><strong>-0,284***</strong></td><td><strong>0.000</strong></td><td>-0,053</td><td>0,639</td><td><strong>-0,265***</strong></td><td><strong>0,006</strong></td></tr><tr><td><strong>QPV x CatA</strong></td><td>0,026</td><td>0.572</td><td>0,082</td><td>0,289</td><td>-0,068</td><td>0,419</td></tr><tr><td><strong>QPV x CatB</strong></td><td>0,032</td><td>0.498</td><td>0,066</td><td>0,356</td><td>0,058</td><td>0,459</td></tr><tr><td><strong>Ma x CatA</strong></td><td><strong>0,153***</strong></td><td><strong>0.001</strong></td><td>0,084</td><td>0,272</td><td>-0,010</td><td>0,891</td></tr><tr><td><strong>Ma x CatB</strong></td><td><strong>0,128***</strong></td><td><strong>0.010</strong></td><td>0,017</td><td>0,828</td><td>0,047</td><td>0,488</td></tr><tr><td><strong>Variables de contrôle</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td><strong>Localisation (ref : Hors Ile-de-France)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Paris</td><td>-0,022</td><td>0.741</td><td>-0,086</td><td>0,466</td><td>-0,143</td><td>0,185</td></tr><tr><td>Seine-Saint-Denis ou Val d'Oise</td><td>0,044</td><td>0.548</td><td>0,033</td><td>0,824</td><td>0,106</td><td>0,32</td></tr><tr><td>Reste Ile-de-France</td><td>0,008</td><td>0.902</td><td>-0,167</td><td>0,141</td><td>0,067</td><td>0,507</td></tr><tr><td><strong>Types de contrat (ref. CDI)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Cdd/ contractuel</td><td>-0,012</td><td>0.724</td><td>0,127</td><td>0,062</td><td>0,032</td><td>0,784</td></tr><tr><td><strong>Date de publication (ref : janvier 2016)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Octobre 2015</td><td>-0,039</td><td>0.259</td><td>-0,088</td><td>0,378</td><td>0,076</td><td>0,364</td></tr><tr><td>Novembre 2015</td><td>-0,027</td><td>0.458</td><td><strong>-0,199*</strong></td><td><strong>0,056</strong></td><td>0,003</td><td>0,967</td></tr><tr><td>Décembre 2015</td><td>-0,017</td><td>0.626</td><td>0,015</td><td>0,885</td><td>0,017</td><td>0,836</td></tr><tr><td>Février 2016</td><td>-0,006</td><td>0.856</td><td>0,034</td><td>0,781</td><td>-0,089</td><td>0,184</td></tr><tr><td>Mars 2016</td><td>-0,046</td><td>0.286</td><td>-0,096</td><td>0,385</td><td>-0,088</td><td>0,223</td></tr><tr><td><strong>Ordre des Envois (ref. 1er)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>2d</td><td><strong>-0,026*</strong></td><td><strong>0.057</strong></td><td>0,011</td><td>0,754</td><td><strong>-0,059*</strong></td><td><strong>0,060</strong></td></tr><tr><td>3ème</td><td><strong>-0,026*</strong></td><td><strong>0.063</strong></td><td>-0,009</td><td>0,78</td><td>-0,025</td><td>0,454</td></tr><tr><td>Constante</td><td><strong>0,429***</strong></td><td><strong>0.000</strong></td><td><strong>0,516***</strong></td><td><strong>0,001</strong></td><td><strong>0,429***</strong></td><td><strong>0,001</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Testing DESPERADO (TEPP-CNRS)

*** significatif au seuil de 1%, ** de 5%, * de 10%.