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La répartition des emplois par sexe : capital humain ou discrimination - article ; n°1 ; vol.92, pg 77-85

De
12 pages
Économie & prévision - Année 1990 - Volume 92 - Numéro 1 - Pages 77-85
La répartition des emplois par sexe: capital humain ou discrimination?
par Catherine Sofer.

Cet article étudie l'impact de la répartition des emplois par sexe sur le différentiel moyen de salaire hommes/femmes. Les principales explications théoriques de cette situation sont, pour l'essentiel, de deux ordres: la théorie du capital humain, complétée par l'hypothèse d'atrophie, selon laquelle les emplois féminisés seraient choisis par les femmes parce qu'ils sont moins pénalisants en cas d'interruption d'activité et la théorie de la discrimination. Une première mesure de la discrimination à rencontre des femmes sur le marché du travail lui attribue, selon la fonction de gains utilisée, entre la moitié et plus de la totalité de l'écart de salaire moyen. Cette proportion diminue, la fourchette passant de 4% à 95% quand le taux de féminisation des emplois est pris en compte. Mais les tests de l'hypothèse d'atrophie conduisent à son rejet.
La repartición de empleos por sexo :¿ Capital humano o discrimanción ?
por Catherine Sofer.

El presente artículo examina el impacto de la reparticiín de los empleos por sexo sobre el diferencial medio de salario hombres/mujeres. Las principales explicaciones teíricas de esta situaciín son, en lo esencial de dos tipos : la teoría del capital humano, completada por la hipótesis de atrofia según la cual los empleos convertidos en empleos femeninos seriían escogidos por las mujeres por ser rnenos desventajosos en caso de interrupción de actividad.- la teoría de la discriminatión. La discriminación explica, conforme a la función de beneficios utilizada, más de la mitad de la diferencia de salario medio. Esta proportión pasa de 95% al 4% cuando se toma en cuenta la tasa de feminización de los empleos. Sin embargo las pruebas de la hipótesis de atrofia conducen al rechazar esta hipôtesis.
Die geschlechtsbedingte Zuteilung von Arbeitsplätzen : Humankapital oder Diskriminierung ?
von Catherine Sofer.

Dieser Artikel befasst sich mit der Auswirkung der Geschlechtsgliederung hinsichtlich der Arbeitsplätze auf das durchschnittliche Lohndifferential zwischen Männern und Frauen. Die wichtigsten theoretischen Erklärungen für diese Situation sind im wesentlichen zweierlei Art :- die Théorie des Humankapitals, die durch die Atrophiehypothese ergänzt wird, nach der Arbeitsplätze mit hohem Frauenanteil von Frauen deshalb gewählt werden, weil sie im Falle einer Unterbrechung der Erwerbstätigkeit mit geringerer Benachteiligung verbunden sind die Diskriminierungstheorie. Eine erste Messung der Diskriminierung gegen Frauen auf dem Arbeitsmarkt hebt folgendes hervor : der Anteil des durchschnittlichen Lohnunterschieds, der auf dieses Phänomen zurückzuführen ist, schwankt je nach der benutzten Gewinnfunktion zwischen 50% und mehr als 100 % der Gesamtheit des Differentials. Diese Proportion reduziert sich auf 4 % bis 95 %, wenn der Frauenanteil bezüglich der Arbeitsplätze berücksichtigt wird. Aber die Tests der Atrophiehypothese führen zu ihrerWiderlegung.
Job Distribution Among the Sexes: Human Capital or Discrimination?
by Catherine Sofer.

This article presents a theoretical and empirical analysis of the effect of occupational seggregation by sex on the male-female wage differential. Two main approaches are first examined: the human capital model supplemented by an atrophy hypothesis, and the discrimination theory. It is shown that the proportion of the male/female wage differential which can be attributed to discrimination varies, depending on the earnings function used, and particularly on the validity of the atrophy hypothesis, from 4% to 95%, or from 50% to more than 100% . The purpose of the final part of the paper is to test the atrophy hypothesis. The results indicate it has to be rejected.
9 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
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Catherine Sofer
La répartition des emplois par sexe : capital humain ou
discrimination
In: Économie & prévision. Numéro 92-93, 1990-1-2. La formation des salaires : de la "loi du marché" aux stratégies
des acteurs. pp. 77-85.
Citer ce document / Cite this document :
Sofer Catherine. La répartition des emplois par sexe : capital humain ou discrimination. In: Économie & prévision. Numéro 92-
93, 1990-1-2. La formation des salaires : de la "loi du marché" aux stratégies des acteurs. pp. 77-85.
doi : 10.3406/ecop.1990.5160
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/ecop_0249-4744_1990_num_92_1_5160Résumé
La répartition des emplois par sexe: capital humain ou discrimination?
par Catherine Sofer.
Cet article étudie l'impact de la répartition des emplois par sexe sur le différentiel moyen de salaire
hommes/femmes. Les principales explications théoriques de cette situation sont, pour l'essentiel, de
deux ordres: la théorie du capital humain, complétée par l'hypothèse d'atrophie, selon laquelle les
emplois féminisés seraient choisis par les femmes parce qu'ils sont moins pénalisants en cas
d'interruption d'activité et la théorie de la discrimination. Une première mesure de la discrimination à
rencontre des femmes sur le marché du travail lui attribue, selon la fonction de gains utilisée, entre la
moitié et plus de la totalité de l'écart de salaire moyen. Cette proportion diminue, la fourchette passant
de 4% à 95% quand le taux de féminisation des emplois est pris en compte. Mais les tests de
l'hypothèse d'atrophie conduisent à son rejet.
Resumen
La repartición de empleos por sexo :¿ Capital humano o discrimanción ?
por Catherine Sofer.
El presente artículo examina el impacto de la reparticiín de los empleos por sexo sobre el diferencial
medio de salario hombres/mujeres. Las principales explicaciones teíricas de esta situaciín son, en lo
esencial de dos tipos : la teoría del capital humano, completada por la hipótesis de atrofia según la cual
los empleos convertidos en empleos femeninos seriían escogidos por las mujeres por ser rnenos
desventajosos en caso de interrupción de actividad.- la teoría de la discriminatión. La discriminación
explica, conforme a la función de beneficios utilizada, más de la mitad de la diferencia de salario medio.
Esta proportión pasa de 95% al 4% cuando se toma en cuenta la tasa de feminización de los empleos.
Sin embargo las pruebas de la hipótesis de atrofia conducen al rechazar esta hipôtesis.
Zusammenfassung
Die geschlechtsbedingte Zuteilung von Arbeitsplätzen : Humankapital oder Diskriminierung ?
von Catherine Sofer.
Dieser Artikel befasst sich mit der Auswirkung der Geschlechtsgliederung hinsichtlich der Arbeitsplätze
auf das durchschnittliche Lohndifferential zwischen Männern und Frauen. Die wichtigsten theoretischen
Erklärungen für diese Situation sind im wesentlichen zweierlei Art :- die Théorie des Humankapitals, die
durch die Atrophiehypothese ergänzt wird, nach der Arbeitsplätze mit hohem Frauenanteil von Frauen
deshalb gewählt werden, weil sie im Falle einer Unterbrechung der Erwerbstätigkeit mit geringerer
Benachteiligung verbunden sind die Diskriminierungstheorie. Eine erste Messung der Diskriminierung
gegen Frauen auf dem Arbeitsmarkt hebt folgendes hervor : der Anteil des durchschnittlichen
Lohnunterschieds, der auf dieses Phänomen zurückzuführen ist, schwankt je nach der benutzten
Gewinnfunktion zwischen 50% und mehr als 100 % der Gesamtheit des Differentials. Diese Proportion
reduziert sich auf 4 % bis 95 %, wenn der Frauenanteil bezüglich der Arbeitsplätze berücksichtigt wird.
Aber die Tests der Atrophiehypothese führen zu ihrerWiderlegung.
Abstract
Job Distribution Among the Sexes: Human Capital or Discrimination?
by Catherine Sofer.
This article presents a theoretical and empirical analysis of the effect of occupational seggregation by
sex on the male-female wage differential. Two main approaches are first examined: the human capital
model supplemented by an "atrophy" hypothesis, and the discrimination theory. It is shown that the
proportion of the male/female wage differential which can be attributed to discrimination varies,
depending on the earnings function used, and particularly on the validity of the atrophy hypothesis, from
4% to 95%, or from 50% to more than 100% . The purpose of the final part of the paper is to test the
atrophy hypothesis. The results indicate it has to be rejected.Les disparités de la situation des hommes et des femmes
sur le marché du travail se manifestent principalement sous La répartition deux formes:
- une différence de salaire au profit des hommes;
des emplois par - une répartition différenciée des emplois selon le sexe.
Cette deuxième caractéristique contribue d'ailleurs large
ment à la première puisque les écarts de salaires entre
hommes et femmes reposent beaucoup plus sur des diff
érences moyennes de salaire entre emplois "masculins" et capital humain "féminins" que sur des différences entre hommes et femmes
pour un même emploi.
ou Cette situation résulte-t-elle d'une différence dans la pro
ductivité de chaque groupe, ou d'une discrimination à ren
contre des femmes sur le marché du travail ? En particulier, discrimination ?
la répartition différenciée des emplois selon le sexe résulte-
t-elle d'un choix délibéré des femmes qui valoriseraient
certaines caractéristiques de ces emplois spécialement
adaptées à leur profil professionnel (c'est l'hypothèse
Catherine Sofer^ d'"atrophie", qui sera précisée ci-dessous) ? Ou bien est-ce
plutôt une discrimination dans l'accès aux emplois qui est à
l'origine de la répartition des emplois par sexe ?
Cette étude se propose de mesurer, pour la France, la part
des différences de salaire, observées entre les hommes et
les femmes, attribuable à la partition par sexe du marché du
travail, puis d'apporter une contribution au débat relatif à
l'hypothèse d'atrophie à partir de données françaises. La
première partie comporte un exposé rapide des théories
existantes, des méthodes générales utilisées pour les tes
ter, ainsi que des résultats déjà obtenus. Les données et la
méthode spécifique utilisée ici pour l'estimation empirique
de fonctions de revenu qui permettent d'évaluer l'impact
respectif des différentes théories explicatives sont présen
tées dans la seconde partie. Une comparaison des salaires
masculins et féminins et une mesure de la discrimination y
sont présentées. Enfin, la dernière partie a pour but de
tester l'hypothèse d'atrophie, par une mesure comparée de
la dépréciation du capital humain selon la féminisation des
emplois. Notre analyse conclut à la réfutation de cette
hypothèse à partir des données utilisées.
Capital humain ou discrimination:
éléments théoriques
et premiers résultats empiriques
Dans l'explication de la situation défavorisée des femmes
sur le marché du travail, on peut distinguer deux approches
selon que l'accent est mis plutôt:
- sur les caractéristiques spécifiques de la main-d'oeuvre
féminine, en particulier en matière d'accumulation de capital
humain;.
- sur les réactions (négatives) des agents intervenant sur le
marché du travail à l'offre de travail féminin, et l'analyse fait
alors intervenir la discrimination.
(*) Université d'Angers et Crésep (Université d'Orléans). Cette Une brève présentation des éléments théoriques fondant
étude a pu être menée à bien grâce au soutien financier du ces approches va être effectuée. Puis seront examinés, Ministère de l'Education Nationale. Je tiens d'autre part à remercier successivement: G. Colletaz et M. Picot pour leurs critiques et suggestions, ainsi que - les résultats des premiers tests empiriques destinés à les les rapporteurs de la revue.
départager;
- l'hypothèse d'atrophie, introduite dans le but de fournir un Economie et Prévision n°92-93 1990-1/2
77 fondement théorique, en termes de capital humain, à une encore, l'équilibre sur le marché du travail peut comporter
répartition des emplois différenciée selon le sexe. à la fois un écart de salaire au profit des hommes et une
partition par sexe des emplois. Il faut toutefois spécifier deux
variantes de ces modèles: si l'employeur anticipe les per
Capital humain et discrimination formances des femmes avec un biais négatif systématique,
la discrimination statistique rejoint la discrimination pure (le
"goût pour la discrimination" s'abrite derrière des préjugés L'analyse en termes de capital humain met en avant des
erronés); les conséquences sont les mêmes, c'est-à- dire différences dans le stock de capital humain accumulé par
des sur-coûts de production pour les entreprises discrimiles hommes et par les femmes: celles-ci (ou leurs parents,
nantes, et donc une tendance à une disparition de la discrpour elles), prévoyant souvent une activité professionnelle
imination à long terme. A l'inverse, si l'employeur fonde ses discontinue, investiraient moins, tout d'abord dans la format
décisions sur une évaluation correcte de différentes statision professionnelle initiale; ensuite, en raison du retrait
tiques entre les deux groupes (par exemple, des taux d'acttemporaire du marché du travail d'un certain nombre d'entre
ivité différents pour les hommes et les femmes), l'équilibre elles, elles accumulent, en moyenne, moins d'expérience
avec discrimination devient stable à long terme. professionnelle que les hommes. Ces hypothèses se fon
dent sur les différences observées entre hommes et
Qu'en est-il maintenant des tests de ces théories ? Un test femmes en matière d'éducation (différences qui sont plutôt
favorable à l'approche par le capital humain (qui repose sur relatives au type de filière suivie qu'à la durée des études)
et de taux d'activité, inférieur pour les femmes à tous les des différences de productivité entre hommes et femmes)
consiste à montrer que les écarts de salaires âges de la vie active. L'écart des rémunérations proviendrait
donc, dans ce cas, de différences de productivité du travail, hommes/femmes s'expliquent par des disparités dans les
stocks de capital humain accumulé. A l'inverse, un écart de puisque celle-ci croît avec le stock de capital humain (ou,
salaire à identique*2* peut-être considéré de manière équivalente, avec l'accumulation de "learning
comme un test positif des théories de la discrimination. by doing").
Dans une seconde approche, les explications de la situation Tests empiriques des femmes sur le marché du travail privilégient plutôt les
caractéristiques de la demande de travail féminin, et les
Les études empiriques des différences de salaire analyses se fondent sur les théories de la discrimination.
hommes/femmes fondées sur l'approche par le capital huPour en donner ici un bref aperçu de cette démarche(1\ on main se basent sur l'estimation de fonctions de revenu distinguera deux analyses théoriques:
(Mincer, 1958), qui font intervenir, en principe et dans la - la discrimination pure; mesure du possible, l'ensemble des variables mesurables
- la statistique (Phelps 1 972, Aigner et Cain dont la théorie du capital humain met en évidence le lien
1977, Sofer 1985). avec la productivité comme, par exemple, la durée des
études, de l'expérience professionnelle ou l'ancienneté
dans l'emploi. Un fonction de revenu a donc pour but de Dans la théorie pure de la discrimination (Becker 1957;
fournir une mesure de la relation entre productivité et reveArrow 1973), on suppose qu'hommes et femmes ont la
nu; elle devrait, théoriquement, être indépendante de variamême productivité. La situation d'équilibre sur des marchés
bles pour lesquelles on peut faire l'hypothèse a priori que du travail concurrentiels va néanmoins faire apparaître un
l'effet direct sur la productivité est, toutes choses égales par écart de salaire au profit des hommes, ainsi qu'une partition
du marché du travail entre entreprises employant des ailleurs, nul, comme la couleur de la peau ou le sexe.
hommes et celles employant des femmes. L'hypothèse-clé
qui permet ce résultat est que les entreprises, au lieu de Or les différences moyennes de salaire hommes/femmes
maximiser les profits, maximisent une fonction d'utilité dans proviennent bien, en partie, d'écarts dans les moyennes des
laquelle le nombre de femmes est un argument dont l'i variables liées à la productivité (comme, par exemple, la
nfluence est négative. Le "goût pour la discrimination" (c'est- durée de l'expérience professionnelle, effectivement moin
à-dire la prévention contre les femmes) de la part des dre chez les femmes): une partie du différentiel de salaire
employeurs et/ou, ce qui aboutit au même résultat, de la hommes/femmes est ainsi expliquée. L'écart résiduel, non
part des collèges de travail ou des clients se traduira, à expliqué par le modèle, est le plus souvent attribué à la
l'équilibre, par un coefficient de discrimination. Ce coeffi discrimination. La méthode la plus courante®, due à Oaxa-
cient constitue une mesure de l'intensité moyenne des ca (1973), et détaillée ci-dessous, consiste à effectuer
préférences pour la discrimination. L'écart des salaires séparément les estimations de deux fonctions de revenu
moyens entre hommes et femmes trouve là son origine. pour chacune des sous-populations masculine et féminine.
La discrimination statistique repose, pour sa part, de façon L'étude pionnière de Mincer et Polachek (1974), sur don
cruciale sur l'hypothèse d'information imparfaite. L'insuff nées américaines, conduit à attribuer à la discrimination de
isance de l'information peut être relative à la productivité 55% à 93% des écarts de salaire hommes/femmes (selon
réelle d'un salarié que l'entreprise se propose de recruter, qu'est utilisée l'équation relative aux hommes ou celle rela
et dont le diplôme ou les résultats à un test ne fournit qu'une tive aux femmes, ou selon le statut matrimonial des indiv
indication statistique (Phelps 1972; Aigner et Cain 1977); idus considérés). Sur données françaises^, au delà des
elle peut, par ailleurs, concerner la stabilité future dans son travaux relatifs à une mesure approfondie des écarts
emploi du salarié recruté; la stabilité fournit, en effet, une moyens de salaire hommes/femmes (Charraud et Saada,
garantie de rentabilité des coûts de recrutement proprement 1974), Thiry (1985) trouve, pour les ouvriers, une discrimi
dits, de formation spécifique, d'opportunité, supportés par nation comprise entre 34% et 75% de la différence salariale
l'entreprise lors d'une embauche (Sofer, 1 985). Dans un cas observée, selon le modèle utilisé. Colletaz (1988) divise la
comme dans l'autre, l'employeur, dans l'ignorance des ca population en cinq catégories socio-professionnelles: la
ractéristiques individuelles, va assigner au candidat à l'em discrimination mesurée prend la valeur minimum de 47%
ploi, homme ou femme, les performances moyennes, de l'écart total (pour les cadres supérieurs), et la valeur
réelles ou supposées, de son groupe de référence. Là maximum de 1 1 6% (pour les agriculteurs). Econométrique-
78 permet de reconstituer la vie professionnelle des indivon constate une réduction, souvent importante, de la ment,
part "non expliquée" des différences de salaire idus^: il est possible d'établir la durée totale et les caractér
hommes/femmes lorsqu'on fait intervenir le secteur ou le istiques (chômage, inactivité) des éventuelles interruptions
d'activité, pour tous les interviewés sur la période 1 972- type d'emploi. En particulier, la partition du marché travail
entre emplois "féminins" et emplois "masculins" est à l'or 1977, et sur toute la durée de la vie active pour certains
igine d'une part non négligeable de ces écarts. Cette situa d'entre eux.
tion résulte-t-elle d'une discrimination selon le sexe dans
l'accès aux emplois ? D'après Polachek (1979 et 1981), L'échantillon retenu est formé des seuls individus dont la vie
Mincer et Ofek (1982), la partition par sexe du marché du professionnelle a pu être entièrement reconstituée; il
travail s'expliquerait par des différences peu apparentes, comporte 5745 individus, 3031 hommes et 271 4 femmes. Il
mais réelles, de capital humain. L'analyse est fondée sur est construit à partir des individus de tous âges, soit n'ayant
l'hypothèse d'"atrophie" selon laquelle un individu qui pro pas changé d'employeur avant 1 972, soit entrés dans la vie
jette de ne travailler sur le marché que de façon intermittente active (éventuellement après une période d'inactivitél entre
aura, si on le compare à un autre prévoyant une insertion 1 972 et 1 977. Les non salariés ont ensuite été exclus® pour
professionnelle continue, un comportement différent sous permettre un recoupement avec les données de l'enquête
deux aspects: de l'Inséé "Structure des emplois" de 1978 (1980) à partir
de laquelle des taux de féminisation, employés pour décrire - il (ou elle) réalisera un moindre investissement global dans
la répartition des emplois par sexe, avaient été calculés la formation et la qualification, puisque la durée disponible
(Sofer, 1983). Ils sont calculés comme suit: pour rentabiliser l'investissement est raccourcie;
- dans le choix du type d'investissement, il favorisera les Tfi - fi /(mi + fj) i = 0, 1 ...61 formations conduisant à des emplois pour lesquels l'inte
fi: le pourcentage de femmes dans la main-d'oeuvre fémirruption d'activité est la moins pénalisée, la dépréciation,
mesurée en perte de salaire, étant la plus faible. Cette nine totale occupant l'emploi i(7*;
dernière condition implique, réciproquement, que l'accroi mj: le d'hommes occupant l'emploi i dans la ssement de gain dû à l'appréciation du capital, dans les main-d'oeuvre masculine totale. emplois correspondant à ces formations, doit être égale
ment plus faible. Quand le taux de féminisation T fi vaut 50%, la proportion
de femmes dans l'emploi i est la même que dans la populL'hypothèse d'atrophie expliquerait donc simultanément ation active totale. deux phénomènes: d'une part, les différences entre
hommes et femmes dans les profils âge-revenus, qui pré
sentent une pente moins forte pour ces dernières; d'autre La méthode d'estimation et le modèle testé
part, la partition par sexe du marché du travail. Les emplois
féminins seraient alors ceux possédant la caractéristique de La méthode générale utilisée est l'estimation économétriproduire une moindre dépréciation du capital humain en cas que, par la méthode des moindres carrés ordinaires, d'une d'interruption d'activité. Si cette hypothèse se révélait fonction de revenu habituelle: exacte, la partie non expliquée des écarts de salaire, donc
la valeur calculée de la discrimination, diminuerait dans des W = Xb + e proportions souvent appréciables.
W: le logarithme du revenu;
Mais sa validité empirique, dont la discussion a donné X: un vecteur de caractéristiques personnelles;
lieu à de nombreuses études et controverses (Abowd et b: le de paramètres à estimer;
Killingsworth, 1983; England, 1982, Polachek, 1985) n'est e: le terme d'erreur. encore ni établie, ni totalement infirmée aujourd'hui.
Les grandeurs utilisées apparaissent dans l'encadré 1 . Les données qui vont être présentées maintenant permett
ent d'apporter une contribution à ce débat.
Encadré 1 : les variables
Ed: la durée de l'éducation, en années
Exp: la durée de l'expérience professionnelle réelle, en an
nées; (Exp = année d'enquête - année d'entrée dans la vie active -
somme des périodes hors marché du travail) Données et méthode d'estimation;
Cho: la durée totale du chômage, éventuellement en plusieurs comparaison des salaires masculins et périodes, en années
féminins Inac: la durée totale de l'inactivité, en plusieurs
périodes, en années.
Hore: le temps passé hors marché du travail; Hore = Cho + Inac.
Nous allons successivement présenter les données, la mé Anci: l'ancienneté chez le dernier employeur, en années
thode, les variables et les fonctions de salaire testées, puis, Tf: le taux de féminisation du dernier emploi occupé, en % enfin, les résultats des estimations et une première mesure
W: le logarithme du salaire annuel de la discrimination.
Wf : le du salaire annuel des femmes
Wh: le logarithme du des hommes. Les données La variable Exp mesure l'expérience professionnelle réelle puisque
toutes les périodes passées hors du marché du travail, pour cause
Elles proviennent pour l'essentiel de l'enquête Fqp3, réal de chômage ou d'inactivité ont été soustraites à la durée de la vie
isée en 1977 par l'Inséé. Cette enquête comporte des info active. Dans la mesure où cette caractéristique est connue, l'âge
n'a plus de raison - sur le plan théorique - d'influencer le revenu, rmations détaillées relatives à la durée et au type d'études,
aussi a-t-il été omis. ainsi qu'aux revenus du travail. Un fichier annexe (Période)
79 Deux équations ont été estimées, d'abord sur l'ensemble Dans l'échantillon, le salaire féminin moyen annuel est de
de l'échantillon, puis séparément pour les hommes et pour 29 275 F. contre 35 971 F. pour les hommes, soit une
différence de 1 8,61 % rapportée au revenu masculin. C'est les femmes. Les équations (1 ) et (2) s'écrivent sous la forme
générale: un chiffre faible si on le compare aux valeurs trouvées
généralement, de l'ordre de 30% en France sur les salaires
moyens (Bourit, Hernu et Perrot, 1984). Mais l'échantillon (1) i Ed + b2Exp
utilisé ici n'est nullement représentatif de la population Hore + b4 Anci + e française puisqu'en sont exclues en particulier toutes les
femmes qui sont entrées sur le marché du travail, puis qui (2) W = b0 + bi Ed + b2 Exp + b3 Hore l'ont quitté temporairement avant 1972. De même, les sa+ b4 Anci + bs Tf + e laires moyens sont faibles pour cette raison: les salariés les
plus jeunes sont sur-représentés dans l'échantillon, ainsi, Les résultats apparaissent dans le tableau 1 . vraisemblablement que les smicards. Signalons à ce sujet
deux biais de sélection éventuels, susceptibles de limiter la
Tableau 1: estimation des coefficients de la fonction de validité des résultats obtenus:
salaire - les plus bas revenus théoriques sont contraints à la hausse
par le salaire minimum; la variable expliquée est donc
Ed Hore Anci Tf R2a este soumise à une limitation de son domaine de variation, Exp
problème classique identifié par Tobin (1958). Les estimaEnsemble
8.966* 0.085** 0.032** 0.013** -0.006" teurs des Mco sont, dans ce cas, biaises vers zéro. Greene - 0.47 (1) (1981) a cependant montré que, sous l'hypothèse d'une n=5689 (58.9) (20.9) (-4.0) (434.2) (3.4) distribution normale des variables, tous les paramètres sont -0.002** 9.097** 0.086** 0.029** 0.009* -0.003* 0.49 (2) biaises vers zéro dans la même proportion (dans le cas
n=5167 présent, celle des smicards dans l'échantillon). Les résul(395.2) (57.4) (18.3) (2.4) (-2.4) (-16.3)
tats obtenus ici sous-estimeraient donc, en admettant l'hFemmes
8.951** 0.082** 0.023** ypothèse de normalité, la valeur absolue des résultats réels, - 0.006 0.002 0.49 (D bien entendu sans changer leur signe. Cela réduit, évidemn=2691 (312.0) (39.3) (9.4) (1.5) (0.8) ment, la confiance que l'on peut accorder à la valeur des 9.007** 0.082** 0.023** 0.006 0.001 -0.0008 0.49 (2) paramètres estimés, mais conforte leur significativité;
- l'autre biais de sélection provient de ce que la fonction de n=2571 (235.4) (38.2) (9.1) (1.6) (0.6) (-2.7) revenu des femmes est estimée uniquement à partir du
Hommes sous-échantillon des femmes actives au moment de l'e9.028** 0.085** 0.031** - 0.010 -0.003 0.48 nquête, d'où une distribution tronquée. Or, sur le plan théo(1)
rique on montre, dans un modèle de choix entre travail n=2997 (309.9) (44.0) (15.4) (1.1) (-1.9) 9.072** 0.088** 0.030** -0.002** salarié, travail domestique et loisir (Gronau, 1979), que les 0.012 -0.003 0.48 (2) femmes entrent sur le marché du travail si le taux de salaire n=2595 (285.3) (41.8) (14.5) (1.3) (-1.9) (-9-2) ou de revenu qu'elles obtiennent sur le marché, w, est
supérieur à la valeur du temps conservé aux activités doj. significatif au seuil de 95%
**: au seuil de 99% mestiques, w , correspondant au salaire de réserve. Pour w* ( ) : statistique de Student. les femmes inactives est supérieur à w, qui représente R2a : R2 ajusté, alors le taux de salaire potentiel sur le marché. En n'estn : le nombre d'observations. imant la fonction de revenu qu'à partir de l'échantillon des
femmes actives (et pour cause, puisque w, comme w*, sont Dans tous les cas, les coefficients de la durée de l'éducation
inconnus pour les femmes au foyer), on utilise donc un Ed, de celle de l'expérience professionnelle Exp, et du taux
sous-échantillon non aléatoire de la population totale, ce qui de féminisation Tf sont significatifs au seuil de 99% et ont
peut entraîner un biais des estimateurs; le sens du biais est bien le signe attendu: positif pour Ed et Exp, négatif pour Tf.
d'ailleurs inconnu, puisqu'il peut provenir de ce que les Les coefficients de Hore et de Anci, respectivement positifs
femmes au foyer ont un taux de salaire potentiel et une pour le premier et négatif deux fois sur trois pour le second
valeur du temps domestique particulièrement élevés par ont des signes contraires au signe attendu. Mais si ces
rapport aux femmes actives, ou, au contraire, un taux de coefficients sont significatifs au seuil de 99% pour l'ensem
salaire potentiel particulièrement faible (Heckman, 1980). ble de l'échantillon, ils ne le sont au seuil de 95%, ni pour
La méthode d'Heckman de correction du biais consiste, en les hommes, ni pour les femmes pris séparément; le résultat
une première étape, à estimer la probabilité de participation pour l'ensemble pourrait en fait provenir d'une différence, et
au marché du travail, ce qui n'a pu être réalisé ici, en raison dans la moyenne, et dans la variance des variables expl
de la limitation des données. On peut signaler, néanmoins, icatives et du revenu entre les hommes et les femmes, et
que Riboud (1988), à partir d'un échantillon d'environ 900 donc ne résulter que d'un effet de trompe-l'oeil. En toute
femmes extrait de l'enquête Inséé (1 978), "Etude des condihypothèse, l'interruption d'activité pour chômage ou inacti
tions de vie", n'a trouvé, une fois la correction réalisée, vité ne semble pas affecter directement négativement le
aucun biais significatif des estimations par les Mco. salaire, pour les hommes comme pour les femmes, autr
ement que par le biais d'une réduction de l'expérience pro
fessionnelle réelle. L'ancienneté dans le dernier emploi,
La mesure de la discrimination sans influence significative pour les femmes, semble avoir
une négative sur le salaire des hommes, mais, là
encore, le coefficient n'est pas significatif au seuil de 95%. L'équation relative aux hommes s'écrit:
Enfin, le taux de féminisation exerce un effet clairement WH = Xh + e et Wh = Xh bin négatif sur le salaire, plus marqué pour les hommes que
pour les femmes, mais de faible ampleur (élasticité = où:
-0,002). Wh désigne le salaire masculin moyen (en logarithmes);
Xh représente, pour les hommes, les valeurs moyennes
80 Le rejet de cette hypothèse dans le cas de l'équation (1) prises par les différentes variables;
signifie donc que, comme dans toutes les études menées bin est la valeur estimée des coefficients. jusqu'à présent, des différences dans les valeurs des varia
bles principales utilisées pour expliquer la formation des De même on a pour les femmes, l'indice F remplaçant salaires, ne suffisent pas à les écarts l'indice H: hommes/femmes. Le rejet de l'hypothèse b*F =b*H dans le
cas de l'équation (2) implique, qu'en outre, le taux de WF bF + e' et Wf - XF bF
féminisation des emplois n'est pas la seule variable supplé
mentaire responsable des écarts inexpliqués: à niveau d'éL'écart de salaire moyen (en logarithmes) entre hommes et
ducation, expérience professionnelle, temps passé hors femmes peut se décomposer de deux façons (cf Oaxaca, marché, ancienneté dans le dernier emploi, mais également 1973):
emploi d'un taux de féminisation identique, le salaire d'un
homme sera, en moyenne, différent et, on va le vérifier, (3)WH - Wf = (Xh - XF)bH + (bfi - bF)XF supérieur à celui d'une femme.
(4)WH - Wf - (Xh - XF)bF + (bH - bF)XH La réduction, lorsqu'on passe de l'utilisation de l'équa
tion (1) à celle de l'équation (2) de l'écart de salaires inex
La première parenthèse correspond aux différences dans pliqué mesurera l'impact sur celui-ci de la partition du mar
les caractéristiques moyennes entre hommes et femmes: ché du travail. Cependant, cette réduction ne correspondrait
à une diminution de la mesure de la discrimination que si dans l'hypothèse où on aurait bU = bF, le premier terme de
l'hypothèse d'atrophie se vérifiait par la suite. la somme correspondrait donc aux écarts de salaire expl
iqués par le modèle (dans ce cas, le modèle explique la
Soient: totalité des écarts, puisque le second terme de la somme
est alors nul). La seconde parenthèse correspond à des Yh: le salaire masculin moyen dans l'échantillon;
différences dans le poids des caractéristiques pour la fo Yf: le féminin moyen dans rmation du revenu; ce second terme est donc généralement
PreF: le salaire moyen qui serait celui des femmes de attribué à la discrimination.
l'échantillon si leur fonction de salaire était celle trouvée
pour les hommes; Bien entendu, si bH diffère de bÊ, la part "expliquée" des
PreH: le salaire moyen prédit pour les hommes de l'échantécarts de salaire dépend de l'équation choisie: (3), (4) ou illon si leur fonction de salaire était celle des femmes. plus généralement, toute caractérisation du type (5):
L'expression Di = (PreF - YF)/PreF mesure alors, en pourg.(3) + (1-g).(4)avecO sgsi
centage du salaire féminin potentiel, la partie discriminatoire
de l'écart de salaires hommes/femmes, si on adopte la Aucune valeur de g ne semble avoir de justification plus convention g=1 dans l'équation (5). particulière: le choix le plus courant de g = 1 correspond
simplement à l'idée, contestable^, que c'est la situation
De même, Do =( Yh - PreH )/Yh est l'expression équivalente masculine qui constitue la norme à partir de laquelle doivent
pour g = 0. se mesurer les écarts.
Les résultats obtenus successivement pour les équations Il faut remarquer également que, en l'absence de phéno
(1) et (2) apparaissent au tableau 3 ci-dessous. mène d'atrophie, seule l'équation (1) correspond à un mo
dèle explicatif théorique réel: l'adjonction de la variable Tableau Equat 3: mesure (en %) de la discrimination "taux de féminisation" dans l'équation (2) permet de mesur
er l'influence de cette variable, y compris, éventuellement, Yf Yh PreF PreH Do Di en ce qui concerne la discrimination; mais des différences ion (en %)
dans les valeurs de cette variable n'ont, a priori, pas de 29 275 32 418 9,3 (D raison de correspondre à des différences de capital humain 35 971 28 658 20,3 (D (donc pas de raison d'être explicatives de différences de
29 275 29 506 0,7 salaire), sauf si l'hypothèse d'atrophie se révélait fondée(9). (2)
35 971 28 795 17,8 (2)
Etant donnée la similitude des coefficients estimés pour
l'échantillon total et les deux sous-populations, la question
se pose de savoir si les différences trouvées entre les Selon la manière dont on pondère (0 s g <; 1 ) les fonctions
coefficients calculés pour les hommes et pour les femmes de salaire masculine ou féminine, l'écart entre salaire fémi
restent dans la limite autorisée par les variations de l'échant nin et salaire masculin, rapporté au salaire masculin (ou
illon. Un test de Chow de l'hypothèse Ho : bV = b*H a donc féminin potentiel), que l'on peut attribuer à la discrimination,
été effectué, dont le résultat est le suivant: varie donc entre 9,3% et 20,3% (dans ce dernier cas,
Tableau 2: test de bV = b*H comme l'écart de salaire moyen constaté dans la réalité
n'est que de 18,6%, cela signifie que, compte tenu des
caractéristiques personnelles des uns et des autres, les Equation F ni n2 seuil de 99% de femmes auraient dû avoir un salaire moyen légèrement confiance supérieur à celui des hommes, en l'absence de discriminat
50.46 5 5689 3.02 ion). La prise en compte du taux de féminisation dans (D
l'équation (2) réduit cette fourchette à un écart compris entre 11.56 6 5167 2.80 (2) 0.7% et 17.8%. Bien que non exactement comparables, les
résultats trouvés semblent un peu différents de ceux de
Dans les deux cas, on est donc amené à rejeter l'hypothèse Colletaz (1 988) obtenus à partir de la même enquête (d'une
d'égalité des coefficients*1 0). part la mesure de la discrimination y est effectuée par
81 rapport à l'écart du logarithme des salaires; d'autre part, le Les modèles
nombre d'individus est beaucoup plus élevé, mais la
connaissance de leur vie professionnelle est imparfaite). On Les principaux modèles sont ceux de Polachek (1 979) et de
peut remarquer, en particulier, que les mesures effectuées England (1982).
pour Do et Di y sont plus proches qu'ici: sans doute une
connaissance plus précise, dans notre échantillon, de l'e S. Polachek estime en particulier, pour les femmes, une
xpérience professionnelle permet-elle d'avancer les conclu équation du type(11), où les variables sont les mêmes que
sions suivantes, que suggèrent les résultats relatifs à l' précédemment:
équation (8) du tableau 5 ainsi que des tableaux 2 et 3: le
poids dans la fonction de salaire des hommes et des (6) W = bo + bi Ed + b2 Exp + b3 Hore + b* Exp.Hore
femmes des variables telles que l'éducation, l'expérience + bs Here2 + e professionnelle semble, sinon identique, du moins très voi
sin (il suffit, pour le vérifier, d'effectuer des tests du même Sont estimés également ceux d'une autre équation: type que celui réalisé précédemment sur l'ensemble de
coefficients); autrement dit, la différence entre les fonctions (7) W = b'o + b'i Ed + b'3 P + e" de salaire masculine et féminine tient essentiellement ou
uniquement à des différences dans la valeur calculée de la où P = Hore/Exp désigne le pourcentage de temps passé constante pour ces fonctions; c'est-à-dire que la discriminat hors marché après la fin des études. ion à rencontre des femmes s'exerce, soit de façon directe,
soit par le biais d'autres variables que celles prises en Les premiers tests de l'hypothèse d'atrophie à l'aide de compte ici, qui sont les principales dans le cadre de la l'équation (6) consistent, selon Polachek, à vérifier que: théorie du capital humain.
- Hore, mesure du temps passé hors marché du travail, a
un coefficient négatif: il y a dépréciation du capital humain; Une de ces variables semble être le taux de féminisation
- Exp.Hore a un coefficient négatif: l'effet positif de l'expédes emplois: sa prise en compte dans l'équation (2) fait
disparaître presque entièrement la part non expliquée des rience professionnelle sur le salaire est d'autant plus faible,
écarts de salaire dans le calcul relatif à Di, mais ne la fait toutes choses égales par ailleurs, que la durée totale d'inact
diminuer que de 3 points dans le calcul de Do, car l'effet ivité est élevée
négatif du taux de féminisation sur le salaire semble plus - Hore2 a un coefficient positif: la pénalisation en termes de
accentué pour les hommes que pour les femmes. salaire, due à l'interruption d'activité, décroît lorsque la
durée de celle-ci augmente.
Il reste à vérifier si la partition du marché du travail entre
emplois "féminins" et emplois "masculins" correspond à un Pour l'équation (7), le test consiste à vérifier que le coeffi
comportement rationnel, mais différent, de la part des cient de P est négatif: il mesure, selon Polachek, l'effet
femmes et des hommes dans le cadre de la théorie du combiné de la dépréciation et du coût d'opportunité de
capital humain. l'appréciation.
Les résultats du test de l'atrophie
La régression correspondant à l'équation (7) a été effectuée La dépréciation du capital humain séparément pour l'ensemble des individus, pour les
hommes et pour les femmes: les résultats apparaissent au
tableau 4.
De nombreuses études mettent en doute le rôle de la Tableau 4: le test de la fonction de salaire (7) discrimination dans la répartition des emplois par sexe
(Polachek, 1979 ; Mincer et Ofek, 1982; cf. pour un recen
este Ed P R2a sement plus complet, Polachek, 1985) et concluent à une 9.328** 0.077** -0.410** explication par des différences dans le type de capital Ensemble 0.29
humain dans lequel est effectué l'investissement: les n = 5686 (434.5) (47.3) (-13.4) femmes, projetant des interruptions d'activité, investiraient 9.417** 0.077** -0.533** Hommes 0.31 dans des formations et choisiraient des emplois pour les
n = 2995 quels la dépréciation pour interruption d'activité est la plus (330.3) (35.8) (-13.1) 9.249** 0.0765** -0.458** faible. Femmes 0.30
n = 2690 (291.3) (31.8) (-9-6)
D'autres recherches concluent, à l'inverse, que le phéno ** : significatif au seuil de 99 % mène d'"atrophie", évoqué ci-dessus, n'apparaît nullement ( ) : statistique de Student. dans leurs résultats et que la répartition des emplois par R2a : R2 ajusté sexe, et en particulier la concentration des femmes dans un n : le nombre d'observations.
petit nombre d'emplois, peut être attribuée à la discriminat
ion (Bélier, 1982; Corcoran, 1979; England, 1982, 1984;
Abowd et Killingsworth, 1983), éventuellement de type sta Tous les coefficients sont significatifs au seuil de 99% de tistique (Goldin, 1 986; également sur ce point Sofer, 1 985). confiance et le coefficient de P, d'une part a bien le signe
attendu, et d'autre part est élevé en valeur absolue. Compte tenu de l'importance de la répartition des emplois
par sexe dans la part inexpliquée des écarts de salaires Cela dit, la signification que S. Polachek lui attribue en tant hommes/femmes mise en évidence ci-dessus pour la que test de l'hypothèse d'atrophie est tout à fait contestable. France, il est donc intéressant de tester l'hypothèse d'atro En effet, en l'absence de contrôle, au mieux pour l'expéphie sur données françaises. Nous allons tout d'abord exa rience professionnelle réelle, au pire pour l'âge, cette varia- miner les modèles de test, puis les résultats obtenus ici.
82 ble intègre bien évidemment aussi les effets de l'expérience l'ensemble de l'échantillon.
professionnelle réelle: toutes choses égales par ailleurs,
plus le pourcentage de temps passé hors marché est élevé, Le coefficient négatif de Hore pour les emplois les plus
plus l'expérience professionnelle réelle est faible. Le coeff masculins (0 s Tf < 20) est le premier résultat en faveur de
icient de P mesure donc aussi l'effet (négatif) d'une réduct l'hypothèse d'atrophie. Il s'agit là cependant d'un résultat
ion de réelle et n'a donc pas bien fragile: d'une part on obtient un coefficient significa
la valeur de test requise. tivement positif pour un taux de féminisation moyen
(40 s Tf < 60), correspondant à une proportion de femmes
dans les emplois identique à celle observée dans la populEn ce qui concerne l'équation (6), on peut constater, en se
ation active totale: il s'agit donc d'emplois occupant une reportant aux tableaux 1 , 2 et 3 que le coefficient de la
majorité d'hommes et une forte minorité de femmes; d'autre variable Hore, qui correspond à la dépréciation pure du
part, le coefficient de Hore, trouvé négatif et égal à -0,008 capital humain pour interruption d'activité, n'est pas signifi-
dans tous les autres cas, est non significatif, aussi bien dans cativement différent de 0, contrairement aux résultats de
la tranche 20-40 que pour les emplois les plus féminisés. Polachek et de Riboud (1 988) mais conformément à ceux
de Corcoran (1979). Mais, même dans l'hypothèse où les
Le résultat pour les emplois les plus masculins peut s'intercoefficients-tests décrits ci-dessus auraient tous eu le signe
préter sans doute simplement par le fait que les individus prévu, cela n'aurait constitué un test positif de l'hypothèse
de cette tranche sont une forte majorité d'hommes dont la d'atrophie que si les valeurs des coefficients trouvées pour
principale cause d'interruption d'activité est le chômage; or, les hommes avaient été significativement différentes, ou si
l'effet du chômage passé sur le revenu a été, lui, trouvé sans on pouvait mettre en évidence une corrélation négative
ambiguïté négatif. entre le taux de dépréciation et la féminisation des emplois,
ce que Polachek ne fait pas (cf. P. England).
Enfin, on a procédé à l'estimation de l'équation suivante:
Le temps passé hors marché correspond cependant à deux (9) W = a'o + a'i Ed + a'2 Exp + a'3 Hore
possibilités, chômage ou inactivité. Pour vérifier si les résul + a'4 Tf + a'5 Tf.Hore + a'6 Tf.Exp tas de la prise en compte - conforme à la théorie - d'une
éventuelle dépréciation sur la totalité du temps hors marché Tableau 5: estimation par taux de féminisation. seraient différents en isolant le chômage et l'inactivité, les
équations (6) et (7) ont été reformulées en séparant les deux
Taux de este Ed Hore R2a variables de chômage et d'inactivité : il apparaît que le Exp féminisation coefficient du est bien négatif (significatif au seuil 0.016** 9.067** 0.101** -0.110** Inférieur à 20% 0.51 de 99%) aussi bien pour l'ensemble des individus que pour
n = 984 les hommes et les femmes pris séparément. Mais le coeffi (181.7) (28.4) (14.2) (-5.5) 8.932** 0.097** 0.022** cient de l'inactivité (positif pour les hommes comme pour De 20% à 40% -0.008 0.37
les femmes) n'est pas significatif au seuil de 99%. Ce n = 435 (93.0) (13.9) (11.1) (-0.3) résultat annule en particulier la possibilité que ce soit la 8.964** 0.087** 0.013** 0.018** De 40% à 60% 0.37 relativement faible valeur moyenne de Hore dans l'échant
n = 1144 illon (0,5 soit six mois), donc un biais de sélection, qui soit (202.8) (24.9) (10.1) (2.73) 0.053** 0.018** 9.484** à l'origine du signe et de la non-significativité de son coeff De 60% à 80% -0.008 0.35
icient. Il reste à vérifier si la prise en compte du taux de n = 1533 (237.3) (20.6) (22.5) (-1.2) féminisation n'est pas susceptible de modifier ce résultat. Supérieur à 80% 9.119 0.070 0.016 -0.008 0.23
n = 1177 (169.1) (16.6) (12.8) (-1.0) P. England (1982) ajoute aux équations du type (6) et (7)
précédent les variables Tf, Tf.Hore, Tf.P, Tf.Exp. Les tests ** : significatif au seuil de 99 %
de l'hypothèse d'atrophie correspondent alors à: ( ) : statistique de Student
R2a : R2 ajusté - un coefficient de Tf.Hore positif: l'augmentation du taux de n : le nombre d'observations féminisation Tf réduit l'effet négatif du temps passé hors
marché du travail, mesuré par Hore;
L'effet positif, pour les femmes, du temps passé hors mar- un coefficient de Tf.P positif: pour la même raison;
ché sur le salaire (à expérience professionnelle égale) - un de Tf.Exp négatif: il y a moindre appréciation semble se confirmer d'après le tableau 6 (cet effet n'appardu capital humain dans les emplois les plus féminisés. aît pas pour les hommes). Il semble que, pour celles-ci, une
année passée hors du marché du travail accroisse plus le
L'échantillon de P. England comporte uniquement des stock de capital humain non directement professionnel
femmes et les emplois sont classés en cinq groupes par qu'elle ne déprécie ce dernier*12*: il est possible que la
taux de féminisation allant de 20 en 20. quantité de travail et les responsabilités d'une femme au
foyer aient, sur le capital humain, un effet similaire à celui
Mais si la caractéristique des emplois "féminins" est de de l'expérience professionnelle sauf, vraisemblablement,
comporter une moindre dépréciation du capital en cas d'i pour les formations les plus techniques. Cependant, ce
nterruption d'activité , cela devrait être également vrai pour résultat pourrait être favorisé également par la non prise en
les hommes qui les occupent: il paraît donc intéressant de compte, dans l'échantillon, des femmes entrées dans la vie
voir l'effet du taux de féminisation aussi bien sûr l'ensemble active, puis ayant quitté le marché du travail avant 1972:
des individus que sur les hommes et les femmes séparé dans l'échantillon retenu, l'interruption d'activité totale est
ment. aux maximum (sauf cas très particulier) de cinq ans, et
concerne presque toujours des femmes entrées depuis
moins de cinq ans dans la vie active ; les éventuels effets Dans un premier temps, les taux de féminisation ont été
regroupés en cinq groupes et les coefficients de l'équation: négatifs à long terme, d'une interruption d'activité, ou ceux
d'une interruption supérieure à cinq ans ne peuvent donc (8) W = ao + ai Ed + a2 Exp + a3 Hore + e pas apparaître ici. ont été estimés séparément pour les cinq groupes sur
83

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