La participation des couples au marché du travail : Une analyse ...

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Publié le : jeudi 21 juillet 2011
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La participation des couples au marché du travail :
Une analyse économétrique
Emmanuel Duguet, Véronique Simonnet
Version préliminaire, commentaires bienvenus
Octobre 2002
Résumé
Nous estimons un modèle de participation au marché du travail des personnes en couple dans lequel les participations des conjoints sont endogènes. A partir des données INSEE de lenquête « Jeunes et Carrières » de 1997, appariées à celles de latlas des zones demploi, nous constatons dune part la pertinence de la prise en compte de la simultanéité des décisions des hommes et femmes en couple pour expliquer leurs choix de participation ; dautre part que leffet du travailleur additionnel est principalement lié à larrivée denfants. La présence dun ou plusieurs enfants diminue fortement lactivité féminine et augmente sensiblement lactivité masculine. Ainsi la charge familiale mais aussi la nationalité et dans une moindre mesure le revenu familial et le contexte local opposent les choix de participation des hommes et femmes qui pour de nombreuses raisons (origine sociale ou niveau déducation semblable) devraient être les mêmes.
Université de Bretagne Occidentale et EUREQua, UMR CNRS 8594, Université Paris de I -Panthéon-SorbonneTEAM, UMR CNRS 8059, Université de Paris I - Panthéon-Sorbonne
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Introduction
Le comportement dactivité des hommes et des femmes a considérablement changé au cours des quarante dernières années. Alors que le taux dactivité et demploi des hommes a diminué, le taux demploi des femmes a fortement augmenté, ceci principalement grâce à laccroissement du taux demploi des femmes mariées. On peut dès lors sinterroger sur les conséquences de ces changements sur lévolution des inégalités de revenus entre ménages. Laugmentation de lemploi des femmes en couple a-t-elle contribué à accroître le nombre de ménages où les deux membres travaillent régulièrement ou a-t-elle complété une participation irrégulière de certains conjoints au marché du travail ? Cette dernière hypothèse, dite hypothèse du travailleur additionnel, veut que le ou la conjointe dune personne au chômage offre plus de travail que nimporte quel(le) autre conjoint(e) pour compenser la perte de revenu occasionnée au sein du ménage. Face à une diminution du revenu non salarial (revenu de son conjoint), une femme augmente son offre de travail. Cependant, loffre de travail des femmes dépend de nombreux autres éléments. Laugmentation de leur investissement en capital humain, la mise à disposition de services sociaux qui permettent de concilier vie familiale et activités marchandes mais aussi laccroissement du nombre dopportunités demploi dans leurs zones de résidence sont des facteurs déterminants. Pour comprendre lévolution de lactivité des hommes et des femmes en couple, il convient non seulement de considérer la décision de participation de chacun des deux membres comme une décision prise conjointement au sein du couple mais aussi de tenir compte de lensemble des caractéristiques du couple et de la zone demploi dans laquelle le couple réside.
Dans cette étude, nous modélisons le choix de participation des personnes en couple comme une décision prise simultanément par les deux membres. Nous étudions alors les déterminants de loffre de travail des hommes et femmes en couple en ayant soin de préciser les effets liés aux caractéristiques propres des individus, les effets liés aux caractéristiques de leurs conjoints et ceux liés aux caractéristiques du marché du travail local. Nous avons recours pour cela aux données de lenquête « Jeunes et Carrières » de lINSEE effectuée auprès de 9260 ménages en mars 1997 ainsi quaux données de lAtlas des zones demploi qui complètent notre connaissance des zones de résidence des couples enquêtés. Notre étude se présente comme suit. Dans une deuxième section, nous présentons le contexte théorique et empirique à létude du choix de participation des personnes en couple. Dans une troisième section, nous donnons un aperçu des données de lenquête « Jeunes et Carrières » et de celles de lAtlas des zones demploi. La présentation de la méthode destimation est introduite à la quatrième section. Nous commentons les résultats de ces estimations dans la cinquième section et concluons dans la section six.
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Contexte
Le comportement d'activité des hommes et des femmes a remarquablement changé au cours des quarante dernières années. Alors que le taux d'activité et le taux d'emploi des hommes a diminué dans la plupart des pays développés à partir de 1973, le taux d'emploi des femmes a fortement augmenté. En France, la progression de l'activité professionnelle des femmes s'est poursuivie dans les années récentes, leur taux d'activité est désormais de 48,3% en moyenne et avoisine les 80% pour celles ayant entre 25 et 49 ans. Les femmes représentent maintenant 46% de la population active totale contre 35% en 1968.
L'augmentation du taux d'emploi des femmes est due essentiellement à l'accroissement de l'emploi des femmes mariées. Ce fait comme l'évolution de la participation des hommes au marché du travail a entraîné des changements importants dans la contribution des hommes et des femmes au revenu du ménage. On peut s'interroger sur les conséquences de l'augmentation de l'activité des
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femmes sur les inégalités de revenus entre ménages. Si dans la plupart des pays développés, on observe que les pays caractérisés par un fort taux d'emploi des femmes sont aussi ceux présentant une distribution des revenus entre ménages plus égalitaire, le Royaume-Uni, le Portugal et quelques régions de l'Italie font encore exception (Del Boca, Pasqua, 2002). L'effet de l'emploi des femmes sur les inégalités de revenu entre ménages dépend en fait de la nature du couple auquel appartient la femme qui entre sur le marché du travail. Si les femmes qui entrent sur le marché du travail sont les femmes mariées à des hommes ayant de faibles revenus ou une participation irrégulière au marché du travail, la participation de celles-ci contribue à réduire les inégalités de revenus. Si ce sont plutôt les femmes mariées à des hommes ayant de hauts revenus qui sont entrées massivement sur le marché de travail alors les inégalités entre ménages se sont accrues. En d'autres termes, l'augmentation de l'emploi des femmes a contribué à accroître le nombre de ménages où les deux membres travaillent et le nombre des ménages où les deux membres ne travaillent pas.
L'impact de l'emploi des femmes en couple sur la distribution de revenus dépend en partie des facteurs qui motivent leur décision de travailler. L'augmentation de l'investissement en capital humain, l'accroissement du nombre d'opportunités d'emploi, la mise à disposition de services sociaux qui permettent de concilier la vie familiale et les activités marchandes et le besoin de contribuer au revenu du ménage lorsque ce dernier appartient aux plus petits déciles de la distribution, semblent être les principaux facteurs expliquant l'accroissement de l'emploi des femmes. Au cours des vingt dernières années, les salaires réels ont diminué pour les hommes les moins qualifiés et la proportion des hommes au chômage a crû. L'accroissement de l'emploi des femmes sur le marché du travail a dès lors pu correspondre à la volonté de contrecarrer la mauvaise performance de leurs conjoints sur le marché du travail. C'est lhypothèse du travailleur additionnel selon laquelle le ou la conjointe dune personne au chômage devrait offrir plus de travail que nimporte quel(le) autre conjoint(e) pour compenser la perte de revenu occasionnée au sein du ménage. Des études menées aux Etats-Unis et en Grande-Bretagne dans les années 70 et 80 montraient une légère relation positive entre le fait que le mari soit au chômage et loffre de travail des femmes mariées (Lundberg, 1985). Plus récemment, une relation inverse a été mise en évidence en France, en Grande-Bretagne et en Italie. Barrere-Maurisson et al. (1985), Davies et al. (1992), entre autres, ont montré que les femmes de chômeurs avaient moins de chance que les autres d'être employées. Del Boca, Locatelli et Pasqua (2001), et Rossetti et Tanda (2000) ont mis en évidence un fort effet dappariement entre semblables (assortative mating) : les femmes qui travaillent sont plus souvent mariées à des hommes employés avec de hauts revenus et de hauts niveaux d'éducation. Ceci confirme les résultats de Winkler (1998) selon lesquels les personnes plus éduquées et ayant des revenus élevés ont plus de chance de se marier avec des personnes elles-mêmes plus éduquées et plus aisées financièrement et, dans une autre mesure, ceux de Jacobsen et Rayack (1996) qui montraient que les personnes moins éduquées ont plus de chance de se marier avec des personnes elles-mêmes moins éduquées. Cette littérature, qui met en lumière un phénomène de polarisation de l'activité des personnes en couple, est concentrée sur l'étude empirique du comportement d'activité des femmes mariées ou en couple. Elle relève des taux de participation sur le marché du travail des femmes mariées à des chômeurs beaucoup plus faible que celui des femmes mariées à des hommes employés (Davieset al., 1992 ; Dexet al., 1995)1et tente de mettre en évidence le phénomène de "travailleur découragé"2en
1Giannelli et Micklewright (1995) qui étudient la participation au marché du travail dans 11 pays durant les années 80, montrent que 7 pays présentent des taux demploi des femmes mariées à des chômeurs très significativement inférieurs à ceux des femmes mariées à des hommes employés et aucun pays ne montre des taux demploi des femmes mariées à des chômeurs supérieurs à ceux des femmes mariées à des hommes employés.2Contrairement à l'effet du travailleur additionnel, leffet du travailleur découragé incite lindividu dont le conjoint est au chômage à réduire son offre de travail par le simple fait que lindividu croit désormais quil est plus difficile de trouver un emploi.
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reliant l'activité de la femme à l'activité même de son conjoint. L'équation de l'offre de travail ainsi estimée est de la forme :
hf=ahh+Xb+u avec hf=1 si hf>0 et hf=0 si hf0
hfest le critère de décision de la femme de participation au marché du travail ;hfethhsont les décisions de participation prises par la femme et l'homme respectivement et X les variables explicatives du modèle. Si la similitude des situations vis-à-vis de lemploi des hommes et femmes en couple est alors statistiquement observée, la nature précise de la relation entre leurs deux états nest cependant pas établie. Elle est due en partie à l'existence de caractéristiques individuelles communes aux deux membres du couple qui conditionnent l'emploi. Parce que les deux membres du couple ont des niveaux d'étude semblables, leurs probabilités d'être employé sont proches. Del Boca, Locatelli et Pasqua (2000) montrent de plus que l'origine sociale des membres du couple influence la participation des femmes mariées et que, plus que l'état de chômage du mari, le fait que la mère ou la belle-mère travaillait au même âge conditionne la participation de la femme à la force de travail. Ainsi parce quils ont des caractéristiques communes et que ces caractéristiques influencent la probabilité dêtre employé alors la situation de la femme vis-à-vis du marché du travail semblera dépendre de la situation de l'homme et inversement. Cependant, en tenant compte des caractéristiques individuelles de la femme et de l'homme, de la situation de l'homme vis-à-vis du marché du travail et dun effet fixe individuel, Giannelli et Micklewright (1995) ne mettent plus en évidence un rôle clair de la situation de chômage du mari sur loffre de travail des femmes mariées. Si l'état de chômage de l'homme semble être associé à court terme à une plus faible probabilité de participation de la femme, les auteurs soulignent cependant que cette causalité peut être impliquée par des facteurs qui n'ont pu être pris en compte comme les caractéristiques du marché du travail local dans lequel les deux membres du ménage évoluent. Si ces études mettent en avant le fait que les caractéristiques de l'homme et la femme tout comme l'état du marché du travail local conditionnent fortement l'offre de travail des femmes en couple, elles ont cependant l'inconvénient majeur de se référer implicitement à un modèle de choix individuel tout en essayant d'intégrer le rôle du conjoint dans la prise de décision. L'inconvénient de cette approche est double. Premièrement, elle tente d'expliquer une décision collective à partir d'une modélisation individuelle; deuxièmement, du fait de la simultanéité de la prise de décision de l'homme et la femme en couple, elle retient comme variable explicative, l'activité du conjoint qui est loin d'être exogène. La très forte augmentation de lactivité des femmes ne peut sexpliquer par la seule baisse (légère) de lactivité des hommes. Pour comprendre l'évolution de l'activité des hommes et femmes en couple, il convient de considérer la décision de participation de chacun des deux membres comme une décision prise conjointement au sein du couple. On doit dès lors se référer à un modèle de choix collectif. Trois catégories de modèles sont utilisées pour représenter le ménage. L'approche initiale (Becker, 1991) consiste à modéliser la famille comme un centre décisionnel unique. Les décisions familiales découlent de la maximisation d'une fonction d'utilité commune aux deux membres du ménage. Cette fonction d'utilité (dont les arguments habituels sont la consommation en biens du ménage et en loisirs de chacun de ses membres) est maximisée globalement sous la contrainte de budget du ménage, la consommation et les revenus de chacun des membres se trouvant agrégés. L'offre de travail de chacun est déterminée de façon endogène par le modèle et respecte la règle de l'efficacité maximum, c'est-à-dire correspond à un optimum de Pareto. L'estimation des fonctions d'offre de travail de l'homme et la femme passe par l'estimation d'un système d'équations simultanées. Cependant, la plupart des auteurs supposent que la décision de participation des hommes ainsi que le
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nombre d'heures qu'ils offrent sont indépendants du comportement de leur femme. On est alors ramené à des modèles d'offre de travail classiques : on maximise la fonction d'utilité de la femme mariée sous une contrainte de budget. L'offre de travail de la femme est fonction de son salaire horaire net et du salaire de l'homme et des autres revenus. Ces approches traditionnelles font l'objet de nombreuses critiques (Chiappori, 1988, 1992). Sur le plan théorique, la difficulté tient à l'agrégation des préférences individuelles sous la forme d'une fonction d'utilité unique. Les comportements égoïstes ou altruistes des membres du couple ainsi que le processus de négociation au sein de ce couple sont ignorés. Sur le plan empirique, le modèle comporte une implication testable importante, connue sous le nom d'"income pooling", qui traduit la mise en commun du revenu. Cette hypothèse est presque toujours rejetée par les tests (Fortin et Lacroix, 1997). L'alternative à l'approche traditionnelle décrit le ménage comme un lieu de négociation entre les conjoints. Chaque conjoint se caractérise par une utilité propre qui dépend à la fois de sa consommation et de ses loisirs mais aussi de ceux de son conjoint. Le ménage est décrit à travers une modélisation des interactions entre ses membres. La modélisation peut être celle des jeux coopératifs et bien quil puisse y avoir divergences entre l'homme et la femme sur la répartition des consommations les deux conjoints sont malgré tout d'accord pour réaliser une division du travail Pareto-efficiente. L'équilibre correspond alors à la solution de négociation de Nash dans laquelle les conjoints s'entendent pour maximiser le produit suivant : (UfMf)(UhMh)Uf=Uf(Xf, Xh, Y)etUh=Uh(Xf, Xh, Y)désignent les utilités respectivement de la femme et de l'homme dans la situation de coopération. Les indices f et h renvoient à la femme et à l'homme, X représente les consommations privées et Y le bien public. M correspond à l'utilité obtenue dans la situation de référence de chaque conjoint, situation décrite comme étant le point de statut quo de chacun d'eux, c'est-à-dire le niveau de satisfaction tel que l'individu n'acceptera pas un niveau plus faible en coopérant. La situation de référence peut revêtir plusieurs aspects. Dans les premières versions des modèles de jeux coopératifs (Manser et Brown, 1980; Mc Elroy et Horney, 1981), le point de menace est le niveau de satisfaction obtenu en étant seul, c'est-à-dire en cas de divorce. Lundberg et Pollack (1993) suggèrent que la situation de référence est celle correspondant à la division traditionnelle du travail entre hommes et femmes. Bien que le choix de la situation de référence ne soit pas arrêté et que le processus de négociation entre l'homme et la femme ne soit pas modélisé, ces modèles montrent que le niveau de satisfaction obtenu par la femme ne dépend pas seulement de l'altruisme de son mari comme cela est le cas dans le modèle unitaire mais aussi de son point de menace. Plus son niveau d'utilité est grand en cas de séparation (plus son salaire potentiel est élevé par exemple), plus son pouvoir de négociation est élevé. Ainsi les salaires individuels, parce qu'ils déterminent en partie le point de statut quo, ne peuvent pas être considérés uniquement comme une partie du revenu global du ménage et l'affectation d'un revenu à une personne particulière doit être pris en compte. De même, des variables extérieures, comme par exemple la législation sur le divorce, peuvent influencer le point de menace et modifier le pouvoir de négociation au sein du couple. Cette idée de pouvoir de négociation dépendant à la fois des prix relatifs et de variables extérieures est aussi présente dans les modèles de choix collectifs développés initialement par Chiappori (1992). Ces modèles considèrent que la prise de décision au sein du ménage doit aboutir à un équilibre Pareto-efficace du simple fait que la mise en couple suppose une volonté de coopération. Comme les modèles de jeux coopératifs, ils reposent sur l'hypothèse de Pareto-optimalité du processus d'allocation des ressources mais, à la différence de ces premiers, ils ne spécifient pas de solution particulière. Ils s'affranchissent donc du cadre des modèles de jeux coopératifs et non coopératifs tout en conservant une analyse en termes de pouvoir de négociation, qui prend alors le nom de règle de partage. Dans le cadre du modèle collectif (Chiappori, Fortin et Lacroix, 2001), les décisions familiales Pareto-efficientes sont telles qu'il existe une règle de partageφ(w1, w2, y,s, z), fonction des salaires
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des deux membres du ménage, du revenu non salarial, des facteurs de distribution et d'autres caractéristiques observables, qui résout le programme suivant:
i i max U (1hi,C , z) hi,Ci
i sous contrainte wihi+ φiC ,0hi1 avecφ1= φetφ2=y− φ La maximisation de l'utilité du ménage, représentée comme une somme pondérée des utilités des deux membres, est équivalente à la maximisation de l'utilité de chaque membre sous contrainte de revenu, une fois établie la règle de partage en fonction des prix relatifs, des facteurs de distribution et des autres caractéristiques observables. De cette maximisation sont dérivées les fonctions d'offre de travail hi(w1, w2, y,s, z), i= {1,2}sur lesquelles reposent un ensemble de restrictions empiriquement testables. Ces fonctions d'offre de travail dépendent principalement des prix et des revenus, comme la théorie néoclassique standard du consommateur le stipule. Du fait de l'intégration d'un facteur de distribution supposé influencer la règle de partage mais non les préférences individuelles, il est possible d identifier cette règle (qui répartit le revenu non salarial entre les conjoints) à une constante additive ' près. L'influence des paramètres de la règle de partage est alors mesurée empiriquement à partir de l'estimation des équations d'offre de travail. L'avantage de ce modèle est qu'il conduit à des résultats empiriquement vérifiables et à une méthode pratique d'évaluation de la répartition des ressources entre conjoints. Cependant, excepté le fait qu'il repose sur des hypothèses fortes (absence de biens publics donc d'enfants, par exemple), une faiblesse majeure de cette modélisation est de ne pas permettre de traiter le cas où un seul des deux membres travaille ou encore celui où aucun des membres ne travaille. L'analyse des solutions en coin n'a pas encore été développée alors que la décision de travailler semble davantage porter sur le choix de travailler, pour les femmes essentiellement, que sur la durée travaillée, elle-même fortement soumise à des contraintes législative ou conventionnelles (Lollivier, 2001)3. Si le choix de travailler ne se pose guère lorsque le ménage se compose d'un seul adulte en âge de travailler, il se pose évidemment lorsque le ménage est composé d'un couple avec ou sans enfants et que l'activité d'un seul adulte peut apporter des ressources monétaires jugées suffisantes pour que l'autre ne se porte pas sur le marché.
L'objectif de cette étude est d'étudier les déterminants de l'offre de travail des personnes en couples en tenant compte de la simultanéité des décisions de participation de l'homme et de la femme de sorte à prendre en compte la coopération ou le comportement stratégique des deux individus. Nous nous concentrons sur le choix de participer au marché du travail et non sur le nombre d'heures effectivement réalisées. Nous espérons de cette façon modéliser, pour les femmes essentiellement, davantage un choix qu'une contrainte horaire liée à la demande de travail ou à la loi. Nous relions le choix de participation de chaque membre du couple au choix de son conjoint, à ses caractéristiques et à celles de son conjoint ainsi qu'aux caractéristiques du marché du travail local. Nous pouvons de ce fait isoler les variables qui expliquent que deux personnes ont toutes choses égales par ailleurs plus de chance d'être ensemble et donc de voir leur comportement d'activité se ressembler ou au contraire s'opposer. Nous mettons alors en avant les facteurs qui influencent directement le choix d'activité de la femme et ceux qui influencent directement le choix d'activité de l'homme.
3Par exemple, les lois limitant le travail de nuit des femmes nont été abrogées quen mai 2002 (décret n°2002-792).
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Données
Notre étude se base sur les données de lenquête « Jeunes et Carrières » de lINSEEréalisée en 1997. Cette enquête sadresse aux individus du tiers sortant de lenquête Emploi de mars 1997 âgés alors de 19 à 45 ans. Elle regroupe 20770 personnes dont 7973 de moins de trente ans. L'ensemble des personnes du ménage ayant été interrogé, on peut reconstituer 9260 ménages (dont la personne de référence est née entre 1952 et 1978) et étudier les trajectoires professionnelles de 5681 couples. Cette enquête fournit le cursus scolaire détaillé des individus et délivre des éléments précis concernant leur itinéraire professionnel en distinguant le processus dinsertion des plus jeunes et les grandes étapes de la carrière professionnelle des autres individus. Cet itinéraire professionnel peut être mis en parallèle avec des évènements familiaux, sentimentaux, des problèmes de santé ou des changements résidentiels vécus par les personnes et retracés dans les calendriers. De précieuses informations sur l'origine sociale des personnes sont de plus disponibles. Il est alors possible de relier la décision d'activité des personnes en couple à la décision d'activité de leur conjoint, à leurs caractéristiques propres, à celles de leur conjoint et enfin à leur origine sociale.
Deux variables permettent de mesurer la participation des individus au marché du travail en 1997. La variable ajc97 précise si l'individu déclare dans le questionnaire de l'enquête "Jeunes et Carrières" avoir une activité professionnelle au moment de l'enquête. La variable ee97 précise si l'individu déclare avoir un emploi dans le questionnaire de l'enquête emploi. Nous ne retenons que les couples hétérosexuels dont les deux membres ont terminé leurs études. La situation de non emploi correspond donc soit au chômage soit à l'inactivité hormis les périodes d'étude. Notre échantillon final est composé de 5425 couples.
Quatre sortes de variables explicatives de la décision de participation au marché du travail, outre la décision de participation du conjoint, sont retenues : les caractéristiques individuelles (âge, nationalité, niveau d'étude, nationalité et CSP des parents, existence de problèmes de santé), les caractéristiques du conjoint, la présence d'enfants et le contexte local. La décision d'activité des hommes et femmes en couple ne peut, en effet, être étudiée sans tenir compte des caractéristiques du marché du travail local dans lequel les personnes évoluent. Les données de l'enquête "Jeunes et Carrières" ont donc été appariées à celles de l'Atlas des zones d'emploi de l'INSEE, édité en 1998, qui procurent une série de 335 indicateurs socio-économiques pour 348 zones d'emploi en France. Les statistiques descriptives de l'ensemble de ces données sont reportées dans les tableaux 1 et 2.
Le tableau 1 permet de se rendre compte du phénomène dappariement entre semblables qui explique que les personnes en couple ont plus probablement des niveaux d'éducation semblables4. Ainsi, dans plus d'un tiers des cas, l'homme et la femme ont exactement le même niveau d'éducation et pour les niveaux d'éducation extrêmes (sans aucun diplôme ou au contraire ayant un diplôme universitaire ou de grande école) la proportion dépasse 50%. Ces résultats confirment, bien que dans des proportions plus faibles, les résultats de Del Bocaet al. (2000). Ils sont proches des résultats de Winkler (1998) sur données américaines bien que Winkler comme Del Boca et al. n'observent ce phénomène dappariement que sur les couples dont les deux membres travaillent.
Dans le tableau 2, on constate que les femmes appartenant à des couples n'ayant pas d'enfant ou ayant un seul enfant sont plus fréquemment en emploi et qu'à l'inverse les couples ayant 4 enfants et plus sont plus fréquemment composées de deux personnes sans emploi. Les couples de français sont plus fréquemment en emploi au contraire des couples dont les deux membres sont originaires
4Nous retenons comme niveau déducation une combinaison entre le plus haut diplôme obtenu et le niveau détudes atteint. Les catégories sont présentées dans le tableau 1.
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d'Afrique du Nord. De la même manière, les couples dont l'un des membres a un père qui n'est originaire ni d'Europe ni d'Afrique du Nord sont moins fréquemment en emploi. Le taux d'emploi des hommes comme celui des femmes augmente avec le niveau d'éducation et les couples sans emploi sont plus fréquemment composés d'hommes et femmes sans diplôme. Enfin, les personnes en couple ayant au moins un de leurs parents inconnu ou décédé lorsqu'ils étaient jeunes sont plus fréquemment sans emploi.
La partition du territoire français métropolitain en zones d'emploi permet de mettre en relief les disparités infra-régionales, voire infra-départementales. Ces zones sont assises sur les aires d'influence des pôles d'emploi urbains ou ruraux. Elles regroupent un nombre entier de communes et délimitent un périmètre dans lequel ont lieu l'essentiel des déplacements domicile-travail : ce sont des zones à l'intérieur desquelles la majeure partie des actifs occupés résident et travaillent. Ce découpage assez fin du territoire permet de caractériser le marché du travail local et de faire apparaître de grandes disparités entre zones. On observe en particulier une inégale répartition du chômage (Le Toqueux et Moreau, 2002) due en partie à la spécialisation locale des activités. Cette forte différenciation des marchés du travail locaux en France est susceptible d'influencer de manière importante l'offre de travail. Il a été montré, pour de nombreux pays, que les probabilités d'emploi et de chômage des jeunes dépendent beaucoup du taux de chômage total et sont très sensibles à l'évolution de l'activité économique (OCDE, 1996). On peut également avancer l'hypothèse que les possibilités d'accès à l'emploi des personnes peu qualifiées, parce qu'elles sont peu mobiles géographiquement, sont fortement liées à la répartition sectorielle de l'emploi qui détermine l'offre locale d'emplois.
Concernant les caractéristiques du contexte local, deux éléments ont été pris en compte : la conjoncture économique générale (et l'évolution de cette conjoncture) et le rôle des différentes allocations familiales. Pour rendre compte de la conjoncture générale, nous avons retenu quatre variables à savoir le taux de chômage observé dans la zone d'emploi au quatrième trimestre 1996 et l'écart entre le taux de chômage de 1991 et celui de 1996, le taux moyen de créations pures d'établissements sur la période 1993-1996 et le taux moyen de créations d'établissements par reprise sur la même période. Un taux de chômage élevé, outre le fait qu'il s'accompagne d'une plus grande probabilité individuelle d'être sans emploi, peut décourager l'individu à se porter sur le marché du travail et avoir ainsi un effet très négatif sur l'offre de travail individuelle. A l'inverse, un écart de taux de chômage important entre 1991 et 1996 peut inciter les femmes, par exemple, à offrir plus de travail afin de se prémunir d'une perte éventuelle de revenu dans le cas où le conjoint ferait face au chômage. Les taux de créations d'entreprises renseignent sur la capacité des entreprises à employer la main d'uvre locale. Pour mettre en lumière le rôle des allocations, nous avons retenus quatre indicateurs, la part des bénéficiaires des allocations familiales au 31/12/1996 parmi l'ensemble des ménages, la part des bénéficiaires de l'Allocation Parentale d'Education (APE), la part des bénéficiaires de l'Aide à la Famille pour lEmploi dune Assistante Maternelle (AFEAMA), la part des bénéficiaires de l'Allocation Garde d'Enfants à Domicile (AGED) et la part des personnes vivant sous le seuil de bas revenu5. Nous ne mesurons pas, par l'intermédiaire de ces variables, le rôle du montant d'allocations auxquelles les personnes peuvent prétendre sur l'offre de travail individuelle mais uniquement le rôle de l'existence et de la fréquence des aides (essentiellement attribuées pour la garde d'enfants) sur l'offre de travail des hommes et des femmes. Le fait que de nombreux ménages aient recours, dans la zone d'emploi, à l'APE pour garder leurs enfants incite-t-il les femmes de cette même zone à moins offrir de travail? Le développement de l'AGED et l'AFEAMA les incite-t-elles à en offrir plus?
5Le seuil de pauvreté correspond à 60% de la médiane des niveaux de vie. Il représentait 4200f/uc/mois en 1996.
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Estimation
Nous estimons un modèle de participation des personnes en couple au marché du travail. Parce quecette décision est une décision prise conjointement au sein du ménage, nous estimons simultanément la décision de participation de l'homme et la femme. Notre modèle s'écrit comme suit:
* * y1=a1y2+X1b1+u1 * *y2=a2y1+X2b2+u2
* * y1ety2sont les critères de décision des deux membres du ménage,X1etX2sont les variables explicatives et u1 et u2 les décisions prises sont les perturbations du modèle. Seules sont observées, elles sont alors définies par :
=*>0 ety20isy1isy2**00y10yis1i1*0=2> s y1
La décision de participation de l'homme ou de la femme dépend des critères de choix de son conjoint et non du fait que son conjoint participe ou non au marché du travail. Ce sont ainsi les variables latentes qui sont liées. Leurs décisions sont en effet prises conjointement en fonction de leurs utilités respectives et non en fonction de l'observation de la situation du conjoint vis-à-vis du marché du travail. Si cette décision dépendait de la participation ou non de son conjoint alors cette variable serait supposée exogène et la simultanéité des décisions ne serait pas respectée. Ce modèle permet de tester cette hypothèse. Si lindividu 1 est « leader » et impose sa décision à lindividu 2 alors a1doit être égal à 0.
Ce choix de modélisation permet à la fois de prendre en compte les interactions stratégiques existant entre les actions des deux membres du couple comme le suggèrent les modèles de jeux coopératifs et de répondre à une partie des exigences des modèles de choix collectifs. Le modèle de choix collectif suppose que l'offre de travail des personnes en couple (qui ne présentent pas d'offre de travail nulle) dépend des salaires des deux membres du couple, des revenus non salariaux et d'autres variables observables. Dans cette modélisation, l'offre de travail de l'un des membres ne dépend de l'offre de travail de l'autre que par l'intermédiaire du système de prix en vigueur. Les préférences du conjoint sont totalement transcrites par les niveaux de prix et revenu. Les deux variables latentes ne sont donc pas liées empiriquement. Dans notre étude, les salaires ne sont pas observés pour les personnes ne travaillant pas et nous ne connaissons pas les revenus non salariaux. Nous avons donc choisi d'introduire, dans les variables explicativesX1 etX2, des instruments de ces différents prix. Comme les prix se trouvent être mesurés avec imperfection, nous utilisons la variable latente décrivant le choix de participation du conjoint au marché du travail comme variable de contrôle et de correction partielle de cette erreur de mesure.
Cette modélisation permet de plus de différencier les variables explicatives selon qu'elles influencent directement la décision de participation de l'un des deux membres du couple ou indirectement par l'intermédiaire de son action sur la décision de participation du conjoint. Si le coefficient associé à la variable latente de participation de l'homme est significatif dans l'équation de participation de la femme alors les variables exogènes qui expliquent la participation de l'homme expliquent au moins indirectement la participation de la femme. Si ces variables explicatives étaient significatives dans l'estimation de la forme réduite de l'équation de participation de la femme mais qu'elles ne le sont plus dans l'estimation de la forme structurelle alors leur effet n'est qu'indirect. Si elles demeurent significatives alors elles ont un effet direct additionnel.
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L'équation d'offre de travail est fonction des prix ou salaires de marché, des revenus des individus et d'autres variables de contrôle. Ne pouvant observer les salaires des personnes ne travaillant pas, le niveau d'étude des personnes reflètera leur salaire potentiel. Pour approcher le revenu non salarial des individus, nous retenons le niveau d'étude du conjoint (approchant son salaire potentiel) et la CSP de ses parents. Nous observerons donc si toutes choses égales par ailleurs l'offre de travail augmente avec le niveau d'étude et si elle diminue avec le niveau d'étude du conjoint ou la CSP des parents. Une présentation détaillée de la méthode destimation se trouve dans lannexe 1.
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Résultats
Deux séries d'estimation du modèle de participation au marché du travail ont été effectuées permettant de retenir soit des lois logistiques pour les deux perturbations soit des lois normales. Les résultats étant très semblables, nous commenterons ceux relatifs à l'estimation du logit. Les résultats sont présentés dans le tableau 36.
La première constatation est que l'activité du conjoint influence positivement et significativement l'activité de l'homme comme celle de la femme. Ceci permet de conforter l'idée de polarisation de l'activité au sein des couples : les hommes et femmes en couple et ayant un emploi ont plus de chance d'être conjoints de personnes elles-même en emploi. Comme le coefficient associé à la variable « activité du conjoint » est positif, les variables affectant l'activité de l'un affectent de manière indirecte mais dans le même sens l'activité de l'autre. Ainsi, en observant les résultats de l'estimation du modèle en forme réduite, on peut déduire ce qui conditionne l'activité des deux membres du ménage de la même manière7. Les variables qui sont significatives dans l'estimation de la forme réduite du modèle mais qui ne le sont plus dans l'estimation de la forme structurelle conditionnent la décision de participation des hommes et des femmes de la même manière et expliquent en partie ce qui fait que les hommes et les femmes en couple sont soit plus souvent en emploi soit plus souvent au chômage ou inactifs.
Ainsi la similitude de la situation vis-à-vis du marché du travail des hommes et femmes en couple est la conséquence de trois facteurs principaux : le fait que les personnes en couple ont souvent des âges proches et des niveaux d'étude semblables, l'origine sociale et le contexte local du marché du travail. L'âge de l'individu et celui de son conjoint sont significatifs dans l'estimation de la forme réduite du modèle de choix de participation de l'homme mais pas dans l'estimation de la forme structurelle. L'âge de la femme est significatif dans les estimations réduite et structurelle de son modèle de choix de participation. L'âge contribue donc à augmenter la probabilité de travailler des femmes et le fait que la femme travaille augmente la probabilité que l'homme travaille du fait qu'hommes et femmes en couple ont des âges proches. Un niveau élevé d'éducation de la femme augmente la probabilité de travailler de l'homme uniquement dans l'estimation de la forme réduite du modèle de participation. Un niveau d'éducation élevé contribue à augmenter la probabilité de travailler des femmes. Comme, de plus, une femme très éduquée a de fortes chances d'être en couple avec un homme lui aussi très éduqué, le fait que la femme travaille augmente la probabilité que l'homme travaille du fait qu'hommes et femmes en couple ont des niveaux d'éducation proches.
Concernant l'origine sociale, on constate que les personnes originaires d'Afrique du Nord ou ayant une autre nationalité qu'européenne ont une probabilité plus faible d'être en emploi. De plus les
6Les résultats du probit sont disponibles sur demande. 7 Pour des raisons de place, les résultats de la forme réduite ne sont pas reproduits dans larticle mais disponibles sur demande.
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personnes qui ne sont originaires ni d'Europe ni d'Afrique du Nord ont plus de chance d'avoir un conjoint de même origine et de ce fait d'appartenir à un couple ou aucun des deux membres ne travaille. Enfin, le fait d'avoir des parents agriculteurs augmente la probabilité individuelle de travailler ainsi que celle du conjoint.
On trouve enfin que les régions Alsace, Rhône-Alpes et Nord-Pas-de-Calais offrent moins d'opportunités d'emploi que la région Ile-de-France et ceci aussi bien pour les hommes que pour les femmes. De même, les zones d'emploi distribuant le plus d'allocations familiales offrent moins d'opportunités d'emploi à l'inverse des zones d'emploi distribuant beaucoup d'AGED et d'APE.
Ainsi la similitude des situations de l'homme et la femme en couple s'explique par le fait qu'ils ont souvent des âges proches et sont donc confrontés au même taux de chômage par âge, par le fait qu'ils ont souvent des niveaux d'étude semblables et recherchent à rentabiliser le même montant de capital humain, par le fait qu'ils ont souvent la même nationalité et qu'ils peuvent être victimes de discrimination à l'emploi, ne pas accéder à certains emplois publics ou bénéficier de moins de réseaux professionnels. Enfin parce que certaines régions ont des taux de chômage beaucoup plus élevés, l'accès à l'emploi est rendu plus difficile aussi bien pour les hommes que les femmes.
Une fois relevées les variables qui affectent pareillement l'activité de l'homme et de la femme en couple et qui expliquent de plus que certaines personnes ont plus de chance d'être ensemble, il convient de préciser, en observant les résultats de l'estimation de la forme structurelle du modèle, les variables dont les effets sur l'activité de l'homme et de la femme diffèrent.
Le premier effet remarquable est leffet de la nationalité bien quil joue dans le même sens pour les hommes et les femmes. Les hommes et les femmes originaires d'Afrique du Nord ou d'une autre nationalité qu'européenne ont plus de difficulté à accéder à l'emploi que les français. La difficulté daccès à lemploi est particulièrement grande pour les hommes et les femmes originaires dAfrique du Nord (et dont le père est de la même origine) puisquelle ne semble pas pouvoir être compensée par la possession dun quelconque diplôme8.
La charge familiale est un des principaux déterminants de lemploi bien que son impact soit différent pour les hommes et les femmes. Ainsi, l'arrivée d'un enfant dans l'année diminue la probabilité dêtre en emploi pour les femmes mais augmente significativement celle des hommes. Une fois cette naissance prise en compte, on constate que la présence d'un seul enfant, même s'il n'est pas né dans l'année, conduit toute chose égale par ailleurs à diminuer l'offre de travail des femmes et à augmenter celle des hommes. Ces résultats sont confirmés dans le cas des ménages avec deux, trois, quatre enfants ou plus. Avoir deux, trois enfants ou plus contribue à diminuer fortement la probabilité d'être employée pour les femmes et à augmenter celle des hommes. Leffet du travailleur additionnel qui napparaît pas directement, au travers du coefficient associé à la variable de décision du conjoint, semble en fait nêtre observé que pour les couples ayant des enfants. Parce que larrivée dun enfant réduit lactivité dun membre du couple (en loccurrence la femme), lautre membre offre plus de travail. Leffet travailleur additionnel semble ainsi être plus lié à lévolution de la natalité quà lévolution du chômage ce qui pourrait expliquer le faible effet obtenu par Lundberg (1985). Il demeure que la présence d'enfants est encore un frein important à l'activité féminine et ce dès le premier enfant. Elle oppose les choix de participation d'hommes et femmes en couple qui pour de nombreuses raisons (origine sociale, niveau d'éducation) devraient faire des choix semblables. Elle demeure la variable déterminante du choix d'activité des femmes devant la nationalité et le niveau d'éducation qui ont
8Les coefficients sont comparables au sein de chaque régression. On peut donc les additionner ou les soustraire pour évaluer des effets compensateurs.
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