LES DETERMINANTS DU CHOIX D'OCCUPATION EN COLOMBIE :

Transcription

1 LS DTRMINANTS DU CHOIX D'OCCUPATION N COLOMBI : UN ANALYS MPIRIQU Gullaume DSTRÉ TAM, Unversté de Pars1 et CNRS, France Valentne HNRARD TAM, Unversté de Pars1 et CNRS, France Résumé À partr d'un échantllon représentatf de ménages résdant dans les 10 plus grandes métropoles colombennes, nous analysons les détermnants du chox du traval ndépendant. Le modèle économétrque utlsé suppose, d une part que les ndvdus s nstallent à leur compte s le dfférentel de gans espérés entre les deux types d emplo (ndépendant ou salaré) excède les "coûts", et d autre part, que les gans et le statut d'occupaton sont détermnés de façon smultanée. Les prncpaux résultats sont : (1) le dfférentel de gans espérés est le prncpal détermnant du chox d'occupaton et l s explque en grande parte par des facteurs nobservés. (2) Ben que postf, l effet de la varable rsque de chômage sur la probablté d être compte-propre n est pas sgnfcatve dans le modèle structurel. (3) La sélecton négatve dans le traval ndépendant suggère qu en Colombe la décson de s nstaller à son compte peut être contrante. Mots clés : chox du statut d occupaton, traval ndépendant, Colombe, bas de sélecton. Classfcaton JL : J23, J24, O12. Mason des Scences Économques, Boulevard de l Hôptal, Pars Cedex 13, France. Tél : mal : henrardv@unv-pars1.fr.

2 1- INTRODUCTION n Colombe, comme dans la plupart des pays en développement, le nombre de comptepropres n'a cessé d'augmenter depus les années 70. Le pourcentage de la force de traval qu occupe un emplo ndépendant est passé de 27,6 en 1982 à 32,6 en 1996 pour attendre 38,0 en Les ndvdus qu font le chox de travaller à leur compte partcpent grandement au dynamsme de l actvté économque pusque, en plus de leurs propres emplos, ls ndusent la créaton d emplos drects (les salarés qu'ls peuvent recruter) et ndrects (les domestques et ades famlaux). n étant à la fos une alternatve au salarat et un refuge contre le chômage, le traval autonome a attré l attenton de bon nombre de gouvernements qu ont chos de favorser son développement par le bas de poltques nctatves. Un programme d ade à la mcro-entreprse 2 a d'alleurs été ms en place en Colombe au cours de la pérode afn d en augmenter la compéttvté et d en démocratser la proprété. Dans un pays où le taux de chômage représentat envron 10,0 % de la populaton actve en 1994, l objectf du gouvernement état l augmentaton de l emplo productf. L effcacté de ce type de poltque exge que les prncpaux facteurs qu condusent les ndvdus à s nstaller à leur compte aent été clarement dentfés au préalable. De façon assez paradoxale, alors qu'l exste bon nombre d'études des détermnants du traval ndépendant dans les pays développés 3, très peu de travaux ont été menés dans les pays en développement (Cunnngham et Maloney, 1999 au Mexque et arle et Sakova, 1999 dans les économes en transton) où les taux d emplo ndépendant sont les plus élevés (vor tableau I). Par alleurs, à notre connassance, à l excepton de l étude de Taylor (1996), aucune n a prs en compte le rsque de chômage comme varable explcatve du chox d occupaton. Notre objectf dans cet artcle sera de combler en parte ces lacunes en ntrodusant une proxy de la probablté d être au chômage dans l ensemble des facteurs susceptbles de condure les ndvdus à préférer l emplo ndépendant à l emplo salaré dans un pays en 2 n Colombe, les mcro-entreprses sont des untés économques de 10 travalleurs au plus, dont les actfs sont nféreurs à 50 mllons de pesos. lles regroupaent, en 1994, 51 % de l emplo natonal. 3 Vor la synthèse de Le (1999). Rees et Shah (1986), Blanchflower et Oswald (1990) et Taylor (1996) au Royaume-Un ; Borjas (1986), Brock et vans (1986), Gll (1988), Borjas et Bronars (1989) et vans et Leghton (1989) aux tats-uns ; vans (1989) et Kdd (1993) en Australe ; de Wt et Van Wnden (1989) et de Wt (1993) aux Pays-Bas ; Bernhardt (1994) au Canada. 2

3 développement comme la Colombe. À l ade d un échantllon représentatf de l enquête ménage réalsée dans les 10 plus grandes métropoles colombennes en 1996 («ncuesta Naconal de Hogares», NH), nous estmerons un modèle structurel qu postule, d une part que les ndvdus chosssent de s nstaller à leur compte lorsque le dfférentel des gans espérés entre les deux types d emplo excède les «coûts», et d autre part, que les gans et le chox d occupaton sont détermnés de façon smultanée (Rees et Shah, 1986 ; Gll, 1988 ; de Wt et Van Wden, 1989 ; Bernhardt, 1994 ; Taylor, 1996 ; arle et Sakova, 1999). Se fasant, nous prendrons en compte la possblté que, dans nos données, les ndvdus aent été sélectonnés dans l un ou l autre des deux statuts d occupaton. La secton 2 présente le modèle économétrque. Les données et les varables d ntérêt sont exposées dans la secton 3. La secton 4 analyse les prncpaux résultats. nfn, la secton 5 résume les prncpaux ensegnements de cet artcle et suggère des pstes de recherche future. TABLAU I Part de l emplo ndépendant dans l emplo total non agrcole en 1996 Pays Pourcentage États-Uns 7,3 France 7,7 Royaume-Uns 12,0 spagne 18,4 Mexque 27,4 Colombe 32,6 OCD 12,9 PMA 31,5 Sources : Blanchflower (2004), Maloney (1998) et NH (1996). 2- L MODL CONOMTRIQU Le modèle économétrque que nous utlsons est semblable à celu estmé par Rees et Shah (1986), Gll (1988), de Wt et Van Wden (1989), Bernhardt (1994), Taylor (1996) et arle et Sakova (1999). Les ndvdus chosssent le traval (ndépendant ou salaré) qu leur procure l'utlté la plus élevée. Conformément aux travaux de Knght (1921), ce crtère de décson mplque que : 3

4 S (1) ln Y lny > ln C Y Y S où et sont les gans espérés dans chacun des deux types d'emplo (S : Comptepropre et : mployé). C est une valeur de réserve qu dépend du degré d'averson au rsque des ndvdus, du coeffcent de varaton des gans et des caractérstques des emplos ndépendants et salarés. Les gans et le statut de l'emplo sont détermnés de façon smultanée. S l'on consdère la varable latente * I qu représente la dfférence d'utlté entre les deux alternatves, le modèle structurel s'exprme de la façon suvante : * 2) I = α1 + α 2 S (3) lny = Z γ S + ε (4) lny = Z γ + ε S ( lny lny ) ( 3 S + α lnc + ε où Z est un vecteur de caractérstques ndvduelles qu ont une nfluence sur les gans. ε, ε S et ε sont des termes d'erreur aléatore qu permettent de tenr compte du caractère non détermnste des dfférentes relatons. Nous supposons qu ls sont dstrbués de façon normale avec une espérance nulle et une varance constante. S n remplaçant, lny et lny par (3) et (4) dans (2), nous obtenons le modèle rédut : I * S ( γ S γ ) Z + α 3 ln C + α ( ε ε ) ε = α + α + (2 ) I = * X β + ε 0 avec X ( Z, ln C ), = α, α ( γ γ ), 0 S ( 1 2 S α 3 ) et ε = α ( ε ε ) ε = 2 β + n pratque, * I est nobservable, mas nous connassons le statut d emplo de l ndvdu. Nous construsons donc, pour les besons de l'estmaton, une varable dchotomque prenant la valeur 1 s l'ndvdu est ndépendant et 0 snon : 4

5 (5) I * 1 s I > 0 = 0 snon S les équatons (3) et (4) sont estmées unquement à partr des données sur les ndvdus qu ont chos l une ou l autre des deux alternatves, les espérances condtonnelles des erreurs ne sont plus égales à 0 et, de ce fat, les estmateurs des Mondres Carrés Ordnares (MCO) sont basés. n effet, l'échantllon est tronqué dans la mesure où les observatons affectées au premer régme (le traval ndépendant) sont perdues pour le second (le traval salaré) et vce versa. Nous devons prendre en compte le fat que les ndvdus peuvent avor chos tel type d'emplo plutôt que tel autre parce qu'ls ont un avantage comparatf dans cette alternatve. Par exemple, ceux qu ont une apttude au management chosront le traval ndépendant. Dans ce cas, les gans observés pour une catégore de travalleurs ne nous permettent pas de dédure ce que l autre catégore aurat gagnée dans une stuaton smlare. Comme les études précédentes, afn de corrger ce bas de sélecton, nous utlserons la procédure d'heckman (1979) en deux étapes, mons sensble que la méthode du maxmum de vrasemblance à l hypothèse de normalté des erreurs des fonctons de gans 4. Lorsque la dstrbuton est tronquée, les gans espérés dans chaque type d emplo s exprment de la façon suvante (Thomas, 2000) : (3') (4') S * ( lny / I > 0) * ( lny / I 0) = Z γ = Z γ S σ S σ 0 σ + σ f F f 1 F où f F et f 1 F sont les rapports nverses de Mlls. f X β = f σ et X β 0 F = F σ 0 représentent respectvement les fonctons de densté et de répartton assocées à la lo normale centrée rédute, évaluées au pont β X σ 0. S0 et σ 0 σ sont les covarances entre les termes d'erreur des équatons (3) et (2') d'une part, et, (4) et (2') d'autre part. σ 0 est la varance 4 Lee (1982) montre que la méthode en deux étapes donne des estmateurs convergents tant que la normalté des erreurs est vérfée dans l équaton d emplo (2 ). 5

6 des erreurs de l'équaton (2'). Les gans espérés dans l emplo alternatf (.e. celu qu n a pas été chos par l ndvdu) sont : (3'') (4'') S * ( lny / I 0) * ( lny / I > 0) = Z γ = Z γ S σ S + σ 0 σ σ f 1 F f F Les rapports nverses de Mlls peuvent être estmés à l'ade d'un modèle probt. Nous utlserons c, comme équaton de sélecton, la forme rédute du modèle (2'). n remplaçant f et F par leurs estmateurs, fˆ et Fˆ, nous pouvons estmer les équatons (3) et (4) de façon convergente à l'ade des MCO : (3''') lny (4''') lny S fˆ S = Z γ S as + η Fˆ = + fˆ Z γ a + η 1 Fˆ où σ S 0 a S =, σ 0 σ 0 a =. η S et η sont des termes d'erreurs d'espérances nulles et de σ 0 varances hétéroscédastques du fat de l utlsaton des rapports nverses de Mlls (varables qu sont estmées et non observées) comme varables explcatves des gans (Maddala, 1983). S a S et a ont respectvement un sgne négatf et postf, cela sgnfe que ceux qu chosssent un type d'emplo partculer ont des gans espérés plus élevés pour ce type d'emplo qu'un échantllon aléatore d'ndvdus ayant les mêmes caractérstques observables. Les espérances condtonnelles peuvent être calculées en utlsant les résultats de l'estmaton des équatons (3''') et (4'''). n remplaçant, dans (2), le dfférentel de gans S espérés par sa prédcton ( Yˆ lnyˆ ) le modèle structurel : ln, nous pouvons, en utlsant l'expresson (5), estmer I = α + α lnyˆ lnyˆ + α 3 lnc + ε * S (2'') 1 2 ( ) 6

7 à l'ade d'un probt avec correcton de l'hétéroscédastcté (Greene, 1997) 5. Dans ce qu précède, nous avons supposé que les termes d erreurs des dfférentes équatons étaent dstrbués de façon normale. Pourtant, un certan nombre d artcles ont ms en évdence la possblté que la dstrbuton des gans ne sot pas lognormale (Heckman and Sedlaceck, 1990 notamment). D alleurs, comme Bernhardt (1994), nous rejetons l hypothèse de normalté des erreurs des équatons (3 ) et (4 ) à l ade d un test de Jarque-Bera. n pratque, l absence de normalté des erreurs des fonctons de gans n est pas un problème très mportant tant que les erreurs de l équaton d emplo sont dstrbuées de façon normale pusque, dans ce cas, la méthode d Heckman en deux étapes fournt des résultats convergents (vor la note de bas de page numéro 4). La valdté de l hypothèse de normalté des erreurs de l équaton d emplo dépend prncpalement de la qualté de l ajustement. Or, les modèles les plus couramment utlsés (probt, logt, arctan) donnent des ajustements assez smlares entre lesquels l est parfos dffcle de chosr. Heckman et Sedlacek (1985) ont toutefos montré qu l état possble de retenr l hypothèse de normalté des erreurs dans l équaton de chox lorsque la dstrbuton des erreurs des fonctons de gans ne s écartat pas trop de la lo normale. L asymétre et l aplatssement de la dstrbuton des erreurs des fonctons de gans étant respectvement proche de 0 et 3 dans les échantllons ndépendants et salarés, nous pouvons supposer que les erreurs sont dstrbuées de façon normale dans l équaton d emplo. Notons également que la smlarté des résultats (notamment en termes de sgne et de sgnfcatvté) obtenus par les méthodes du maxmum de vrasemblance et d Heckman en deux étapes ndque également que l on ne s élogne pas trop de la normalté des erreurs dans les fonctons de gans. 3- LS DONNS Nous utlsons l'nquête Ménage Natonale colombenne ("ncuesta Naconal de Hogares") réalsée par le Département Natonal de la Statstque ("Departamento Admnstratvo 5 Comme précédemment avec les rapports nverses de Mlls dans les fonctons de gans, l ntroducton d une varable explcatve aléatore dans l équaton d emplo, en l occurrence la varable dfférentel de gans espérés entre les deux types d emplo, a pour effet de rendre la matrce de varance-covarance des coeffcents de régresson hétéroscédastques (Murphy et Topel, 1985). 7

8 Naconal de stadstca", DAN) en jun lle fournt des nformatons sur ménages réparts dans les 10 plus grandes métropoles colombennes 6. Contrarement aux données de panel, l utlsaton de données en coupe ne permet pas, d une part d analyser la dynamque des comportements, et d autre part, de contrôler l hétérogénété ndvduelle nobservée. n effet, lorsque l on étude les détermnants du chox d occupaton à partr d une coupe transversale, les décsons d entrée et de sorte sont confondues. Les travalleurs ndépendants sont ceux qu se sont nstallés à leur compte et qu y sont restés. Toutefos, Blanchflower et Oswald (1998) consdèrent que ces études sont plus approprées que celle des transtons du salarat vers l ndépendance dans la mesure où ce sont les taux d'emplo ndépendant qu sont pertnents en matère de poltque économque. Afn d'homogénéser l'échantllon et de nous conformer à la lttérature standard sur le sujet, nous avons exclu de l analyse les ndvdus travallant dans le secteur agrcole, ce derner ayant des caractérstques partculères quant à l emplo ndépendant. n effet, l est probable que la décson de s'nstaller à son compte dans ce secteur dépende de la localsaton géographque et de la dsponblté des terres. n outre, les actvtés ndépendantes dans le secteur agrcole sont souvent plus proches de l'auto-subsstance que d'actvtés dynamques tournées vers le marché. De plus, nous avons restrent nos observatons aux ndvdus de sexe masculn, âgés de 18 à 70 ans. Cette sélecton a pour objectf, d une part d écarter les ndvdus ayant des comportements spécfques sur le marché du traval 7, et d autre part, de centrer notre étude sur les travalleurs qu ont effectvement le chox entre l actvté de salaré et celle d ndépendant. De façon à pouvor nclure des varables relatves au ménage dans les régressons, nous avons chos de ne conserver que les chefs de ménage. nfn, notre étude se concentre exclusvement sur l'actvté prncpale déclarée par les ndvdus afn d'exclure de l'analyse les actvtés secondares comme la producton domestque. Nous avons regroupé les entrepreneurs et les ndvdus travallant à leur compte dans la catégore des travalleurs ndépendants. Dans l'enquête, les compte-propres sont des 6 Barranqulla, Bogotá, Bucaramanga, Cal, Cúcuta, Manzales, Medellín, Pasto, Perera et Vllavcenco. 7 Un certan nombre d études se sont penchés sur le traval ndépendant parm ces groupes spécfques. Par exemple, Fuchs (1982) étude le chox du statut de compte-propre chez les ndvdus âgés, Blanchflower et Meyer (1994) chez la populaton jeune, et Devne (1994) chez les femmes. 8

9 ndvdus qu exercent leur professon seuls et qu n'emploent pas de salarés. A contraro, les entrepreneurs sont ceux qu emploent une ou pluseurs personnes. Ans, nous utlserons de façon équvalente les expressons entrepreneur, compte-propre et travalleur ndépendant pour les caractérser. Ce regroupement donne une catégore très hétérogène tant au nveau qualtatf (nveaux de revenus) qu'au nveau des caractérstques des actvtés. Cependant, la catégore patron ou employeur comprend déjà en elle-même des travalleurs très dfférents car, dans l exercce d une actvté nécesstant peu de captal (commerce de rue, servces par exemple), l embauche d un employé à m-temps, même d un membre de sa famlle, sufft à donner le statut de patron (Huyette, 1994). Les salarés sont ceux qu se déclarent salarés ou employés dans le secteur publc ou prvé, ou les employés domestques. Notre échantllon fnal regroupe chefs de ménages, dont (.e. 39,5 %) compte-propres. Comparé aux précédentes études du chox entre salarat et ndépendance, l est ben plus mportant et comprend une part sgnfcatvement plus élevée de travalleurs ndépendants. L'échantllon utlsé par Bernhardt (1994) rassemble 692 ndvdus dont 14,5 % de compte-propres. Ces chffres sont respectvement de et 6,9 % dans l'artcle de Rees et Shah (1986). Toujours au Royaume-Un, l échantllon utlsé par Taylor (1996) comprend ndvdus dont 466 travalleurs ndépendants (16,8 %). nfn, arle et Sakova (1999) ont exploté un échantllon emplé de pluseurs coupes transversales de pays en transton au sen duquel la proporton d ndépendants s élève à 6,3 %. Comme nous l'avons mentonné dans la présentaton du modèle économétrque, certanes varables explcatves (l'averson au rsque, le coeffcent de varaton des gans et les caractérstques des deux types d'emplo) du chox d'occupaton ne sont pas drectement observables. Nous devons donc trouver des proxes de chacune d'elles afn d estmer les formes rédute (2') et structurelle (2'') de notre modèle. Ans, en plus du dfférentel de gans espérés, nous utlserons les varables éducaton, expérence, statut martal, nombre d'enfants, traval du conjont, revenu du captal et rsque de chômage pour explquer ce qu condut les ndvdus à chosr de travaller à leur compte. Nous ncluons auss des ndcatrces d agglomératon (10 vlles en tout) afn de contrôler les éventuelles spécfctés des marchés locaux, notamment le taux de chômage local. La répartton géographque des travalleurs ndépendants et les taux de chômage locaux sont présentés dans le tableau IV de l'annexe. Le test de Spearman montre qu'l n'y a pas de corrélaton sgnfcatve entre ces deux varables. 9

10 Alors que les ndépendants sont relatvement plus nombreux dans les vlles de Cúcuta et Barranqulla, le taux de chômage y attent son mnmum. Nous allons dscuter les effets attendus de certanes de ces varables explcatves (le tableau II de l annexe donne la défnton des varables utlsées). Éducaton : Rees et Shah (1986) consdèrent que l'éducaton rédut la dsperson des gans dans le traval ndépendant pour les ndvdus les plus éduqués en unformsant (théore du fltre) leurs apttudes et en développant leur capacté à évaluer de façon effcace les opportuntés de créaton d entreprse. On s'attend alors à ce que l'éducaton augmente la probablté de devenr ndépendant. Toutefos, l se peut que les qualfcatons nécessares pour réussr en tant qu entrepreneur ne soent pas celles fournes par le système éducatf formel (Lentz et Laband, 1990). De Wt (1993) consdère qu'en facltant l'accès à l'emplo salaré, l'éducaton dmnue la probablté de devenr compte-propre. Les résultats emprques sur les effets de cette varable sont d'alleurs très contrastés (Le, 1999). xpérence 8 : Les capactés et les apttudes nécessares au traval ndépendant ne peuvent être acquses qu'après pluseurs années d'expérence sur le marché du traval (Lucas, 1978 ; Calvo et Wellsz, 1980). Par alleurs, s les éventuels entrepreneurs font face à une contrante de lqudté, le captal fnancer accumulé par les ndvdus au cours de leur ve actve augmentera leur probablté de s'nstaller à leur compte. Cette accumulaton de captal rédut en outre les rsques assocés aux varatons des gans du traval ndépendant (Kdd, 1993). De plus, l exste pour les salarés en Colombe une "verson captalsée" de la prme de lcencement, ce sont les "Cesantías". lles s apparentent à une épargne mensuelle forcée 9 qu est versée lors du départ (volontare ou nvolontare) du travalleur, servant ans d ndemnté de chômage ou de lcencement. Ces "Cesantías" peuvent être utlsées par les travalleurs les percevants comme captal de départ, mas elle ne peuvent explquer la 8 À l'nstar de Bernhardt (1994) et arle et Sakova (1999), et contrarement à Rees et Shah (1986) et Taylor (1996), nous avons retenu l'expérence potentelle et non l'âge comme proxy du coeffcent de varaton des gans et de l'averson au rsque afn d'atténuer les problèmes de colnéarté avec les autres varables explcatves du modèle. De plus, par constructon, l'expérence potentelle est une bonne approxmaton de l'âge (expérence potentelle = âge éducaton 6). 9 Un mos de salare par année de traval, versé par les entreprses sur un compte au nom du travalleur, rémunéré au taux légal crédteur moyen. 10

11 consttuton d une épargne préalable suffsante que dans le cas d un passage prolongé par le salarat, et d un nveau de salare relatvement élevé (Huyette, 1997). Par alleurs, s l'averson à l égard du rsque augmente avec l âge, l est possble que les personnes âgées manfestent plus de rétcences vs-à-vs des responsabltés qu mplque ce type d'emplo, l'actvté d'entrepreneur pouvant se révéler extrêmement éprouvante (à la fos physquement et moralement). La plupart des études emprques trouvent que la probablté de s nstaller à son compte est postvement corrélée avec l âge (Van Praag et Van Ophen, 1995 ; Meyer, 1990), ou que cette probablté est ndépendante de l âge jusqu à un certan âge (quarante ans chez vans et Leghton, 1989 ; cnquante ans chez vans et Jovanovc, 1989). Statut martal et nombre d'enfants : Rees et Shah (1986) pensent que le souten d'une famlle rend le traval ndépendant mons pénble et peut ncter les ndvdus marés à prendre davantage de rsques que les autres. Certans auteurs comme Dolton et Makepeace (1990) pensent au contrare que le fat d'avor la responsablté d'une famlle accroît l'averson au rsque en augmentant le coût d'un éventuel échec lors d'une nstallaton en tant que compte-propre. Captal fnancer : Les ressources fnancères d'un ndvdu sont un élément détermnant dans sa décson de chosr le traval ndépendant. n effet, les ndvdus fasant face à des contrantes fnancères (vans et Leghton, 1989 ; vans et Jovanovc, 1989), l est en général nécessare d'avor un captal de départ pour créer une mcro-entreprse. Une des prncpales barrères à l'entrée dans l'ndépendance est lée à la dffculté d'obtenr des crédts. Par conséquent, plus la rchesse ntale (qu peut être obtenue par le bas de l épargne, de dons, d hértages, ou de prêts, etc.) d'un ndvdu sera mportante, plus l aura de facltés à s'nstaller à son compte et mons l sera exposé au rsque lé à la fluctuaton des gans dans ce type d'emplo. Les varables revenus du captal et avor un conjont qu travalle apparassent donc comme des proxes du captal fnancer. n effet, s le conjont travalle, ses revenus peuvent jouer le rôle de "flet de sécurté" au cas où l actvté d ndépendant ne procurerat pas les revenus escomptés (Holtz-akn, Joulfaan et Rosen, 1994 ; van Praag et van Ophen, 1995). De plus, dans le cas de la Colombe, la sécurté socale est lée au secteur formel, mas peut être 11

12 étendue dans certans cas aux "ayant-drots". Un ndvdu peut donc décder de travaller dans l nformel tout en bénéfcant de la sécurté socale de son conjont. Rsque de chômage : Comme nous l avons mentonné en ntroducton, la décson de s nstaller à son compte peut-être une alternatve au chômage. Afn de le vérfer, nous avons construt une varable supposer refléter le rsque d être au chômage et nous l avons ntrodute dans l'ensemble des varables explcatves du chox d occupaton. Pour cela, nous regroupé les ndvdus au sen de cellules auss homogènes que possbles en foncton de leur nveau d études et de la classe d âge à laquelle ls appartennent. Nous avons dentfé 3 nveaux d études (prmare et sans éducaton, secondare, supéreur) et 23 cohortes d âge de 2 ans chacune. Au sen de ces cellules, nous observons N ndvdus dont n sont au chômage. La c uc probablté (ou rsque) d être au chômage P uc peut être approxmée par la fréquence emprque : n P = ˆ uc uc s le nombre d observatons par cellule est suffsamment mportant N c (nous avons entre 26 et 506 observatons par cellule). Notons enfn que l ntroducton d une varable agrégée dans un modèle mcroéconomque a pour effet de baser à la basse la matrce de varance-covarance des coeffcents de régresson dans la mesure où les observatons à l ntéreur d une même cellule ne sont pas ndépendantes. Nous avons corrgé ce problème de clusterng à l ade des méthodes approprées (Moulton, 1990). Dans les fonctons de gans, nous utlserons comme varables explcatves, en plus des tradtonnels varables de captal human que sont l'éducaton et l'expérence, le secteur d'actvté, la régon et le statut martal. L'ntroducton, même de façon approxmatve, du taux chômage local par l'ntermédare des ndcatrces d'agglomératon dans les équatons de salare est une façon de prendre en compte l'exstence éventuelle de déséqulbres sur le marché du traval 10. Les statstques descrptves de notre échantllon fgurent dans le tableau III de l'annexe. Nous constatons que les ndvdus qu travallent à leur compte sont, en moyenne, plus âgés, légèrement mons éduqués et ont des revenus (du traval et du captal) plus élevés 10 Dans une étude du marché du traval colomben, Magnac (1991) rejette l'hypothèse d'un marché segmenté et parle de concurrence fable pour le caractérser. La prse en compte du chômage dans les équatons de salare est donc une façon d'atténuer l'hypothèse de marché concurrentel propre aux fonctons de gans mncerennes. 12

13 que les salarés. Alors que les travalleurs ndépendants ont des revenus du captal, en moyenne, 1,25 fos plus élevés que ceux des salarés, la dfférence de revenus du traval entre ces deux types d'emplo n'est, en moyenne, que de 1,05. Cette observaton semble confrmer le rôle joué par le captal fnancer dans le chox d'occupaton. Les coeffcents de varaton des gans dans les deux types d'emplo sont respectvement de 1,14 pour les ndépendants et 1,01 pour les salarés. La dsperson relatve des gans des compte-propres semble donc plus élevée que celle des salarés. S l'atttude vs-à-vs du rsque nfluence le chox du statut, l est probable que les ndvdus les plus averses au rsque chosront mons faclement de s'nstaller à leur compte. 4- LS RSULTATS Les tableaux V, VI et VII de l'annexe présentent respectvement les résultats du modèle rédut, des fonctons de gans et du modèle structurel. L'estmaton du modèle structurel fat apparaître que le dfférentel de gans espérés entre le traval ndépendant et le traval salaré est le prncpal détermnant du chox des ndvdus 11. Ce résultat confrme celu obtenu Bernhardt (1994) à partr d'un échantllon d'hommes blancs canadens. Notons toutefos que s les revenus du traval sont sous-déclarés pour échapper à la fscalté, le coeffcent de régresson assocé à cette varable est probablement sous-estmé (Rees et Shah, 1986). n effet, le statut d'ndépendant permet, dans certans cas, d'exploter les falles du système d'mposton. Dès lors, afn de payer mons d'mpôts, les ménages peuvent avor tendance à masquer une parte de leurs revenus (traval et captal). Ans, ben que la sous-déclaraton ne sot pas un phénomène généralsé et que les ndvdus aent l'habtude d'être enquêtés en Colombe (ce qu pourrat avor tendance à rédure les erreurs de mesure), l semble peu probable que les coeffcents des varables de revenus soent sur-estmés L'examen du tableau VII met en exergue que la varable dfférentel de gans espérés entre les deux types d'emplo n'est pas la seule à exercer une nfluence sgnfcatve sur les comportements des ndvdus. Comme de Wt et van Wnden (1989), Kdd (1993) et Henrard 11 Ce commentare résulte de la comparason des élastctés (vor tableau VII). 13

14 (2003), nous trouvons que l'éducaton a un effet négatf sur la probablté de devenr comptepropre. Ce résultat, qu n'est guère surprenant à l'examen des statstques descrptves (tableau III de l'annexe), sgnfe que l'éducaton formelle ne fournt pas nécessarement les qualfcatons adéquates pour s'nstaller à son compte (Lentz et Laband, 1990). Le fat que le sgne négatf sot plus mportant pour les ndvdus ayant un nveau unverstare confrme que l'éducaton est plus valorsée dans le salarat (en termes de salare et de carrère) que dans le traval ndépendant (de Wt, 1993). Selon Lauter (1994), dans les pays en développement comme la Colombe, les emplos de compte-propre procurent des revenus qu vont du mnmum nécessare à la surve jusqu'à des revenus supéreurs à la moyenne des salares dans le secteur prvé. Cela étant, au delà d'un certan nveau d'éducaton, l montre que les perspectves de rémunératon sont melleures dans le salarat. Il semble donc peu probable qu'en Colombe les chox éducatfs soent fats en vue de devenr entrepreneur, ce qu atténue les soupçons d'endogénété de la varable éducaton. Il est à noter que, lorsque l on ne prend pas en compte le rsque de chômage comme varable explcatve du chox d occupaton, la probablté d être ndépendant est encore fable pour les plus éduqués, probablement parce que ces ndvdus n ont pas beson de s nstaller à leur compte pour avor un emplo, leur probablté de se retrouver au chômage étant assez fable. A contraro, l'expérence exerce un effet postf et statstquement sgnfcatf sur la probablté de devenr compte-propre. Le tableau III de l'annexe montre que les ndvdus qu travallent à leur compte sont, en moyenne, plus expérmentés que les salarés (30 ans contre 23 ans). Il est ntéressant de remarquer que, contrarement à Bernhardt (1994), l'effet postf de l'expérence reste sgnfcatf lorsque l'on ntrodut des varables de rchesse. Cec nous condut à consdérer que l'expérence est davantage une proxy du captal human général accumulé au cours de la ve actve que du captal fnancer (vor la secton II). Il apparaît également que cet effet est le même pour les ndvdus les plus expérmentés pusque le coeffcent du terme quadratque n'est pas sgnfcatf au seul de 10 %. Cec ndque clarement qu'en Colombe, passés l'âge conventonnel de la retrate 12, les ndvdus ne quttent pas le marché du traval et préfèrent s'nstaller à leur compte, probablement à cause de la fablesse des pensons de retrate et des défallances du système de protecton socale. Le statut d ndépendant qu permet d assouplr les rgueurs du fonctonnement du système 12 L âge mnmum de la retrate est de 55 ans pour les femmes et de 60 ans pour les hommes. 14

15 d emplo, apparaît auss, en Colombe, comme une alternatve à un système de sécurté socale défallant (Huyette, 1994). Le fat d'avor au mons un enfant de mons de 16 ans dmnue la probablté de devenr ndépendant, ce qu confrme le rôle négatf joué par les responsabltés famlales dans la décson des ndvdus (vor secton II). Comme Bernhardt (1994), nous montrons que le fat d'avor un conjont qu travalle accroît de façon sgnfcatve la probablté de chosr un emplo ndépendant. L'actvté du conjont, par l'ntermédare de ses revenus, dmnue donc les rsques assocés au statut d'ndépendant. n Colombe, ben que lé essentellement au secteur formel, le système de sécurté socale peut, dans certans cas, être étendu aux ayant drots (Huyette, 1997). Les proches peuvent alors travaller dans le secteur nformel tout en bénéfcant de la couverture socale de leur conjont. Cec explquerat un effet postf d avor un conjont employé dans le secteur formel sur la probablté de s nstaller à son compte. Par alleurs, le taux de partcpaton des femmes au marché du traval colomben ayant augmenté, l est possble que la décson de l'homme de s'établr à son compte sot lée à la décson de sa conjonte d'entrer sur le marché du traval. n outre, le conjont pouvant être plus flexble qu'un salaré extéreur à la famlle, l est assez fréquent qu'l travalle drectement dans l'entreprse. Ans, la corrélaton postve entre le fat que le conjont travalle et la probablté de s'établr comme ndépendant peut smplement être la conséquence de la décson des deux conjonts de s'nvestr ensemble dans une même actvté économque famlale. On peut penser que c'est partculèrement vra pour les ndépendants "nformels" ayant un revenu peu élevé. Il convent donc d'être extrêmement prudent à l'égard du résultat de la varable traval du conjont dans la mesure où elle peut être endogène. n revanche, contrarement à Bernhardt (1994), les revenus du captal n'exercent pas d'nfluence sgnfcatve sur la probablté d'être ndépendant. Ce résultat peut s'explquer par les facltés d'accès au crédt qu ont été développées dans le cadre du programme d'ades aux mcro-entreprses de (octro de crédts et servces fnancers adaptés aux mcro entreprses). Il faut toutefos tempérer cette explcaton dans la mesure où la varable revenus du captal n'est peut-être pas la melleure approxmaton du captal accumulé préalablement à la décson de s'nstaller à son compte. Comme nous l'avons mentonné auparavant, ces 15

16 revenus sont souvent sous-déclarés, les ndvdus enquêtés cragnant que l'nformaton ans révélée sot susceptble d'alerter l'admnstraton fscale et d'entraîner un contrôle. Le sgne postf (sgnfcatf au seul de 10 % dans le modèle rédut et non sgnfcatf dans le modèle structurel) de la varable rsque de chômage semble ndquer que l ndépendance peut être une alternatve au chômage (soutenant la théore du mployment Push). Toutefos, son caractère peu sgnfcatf suggère qu elle est peut-être davantage un détermnant des transtons du salarat vers l ndépendance que de la probablté d être et de demeurer compte-propre. n utlsant une varable légèrement dfférente 13, Taylor (1996) trouve également un effet peu sgnfcatf du chômage sur la probablté d être ndépendant. Le tableau VI permet de comparer les résultats de l'estmaton des fonctons de gans dans les deux types d'emplo lorsque l'on corrge le bas de sélecton de l'échantllon. La varable dépendante est le logarthme népéren du salare mensuel. Comme Bernhardt (1994) et Taylor (1996), le coeffcent de l'nverse du rato de Mlls est postf pour les travalleurs ndépendants. Cec ndque que ceux qu ont chos de travaller à leur compte ont des gans espérés mons élevés dans cette alternatve qu'un échantllon aléatore d'ndvdus ayant les mêmes caractérstques observables (vor secton I). Cette sélecton négatve suggère qu'en Colombe la décson de s nstaller à son compte peut être contrante par des désavantages comparatfs dans le traval salaré ou motvée par des facteurs autres que les gans monétares (Le, 1999). Lght (1980) montre que l'exstence de barrères lngustques, l'gnorance des coutumes, la pauvreté et le chômage rédusent plus fortement les revenus des salarés que ceux des compte-propres. Cette théore socologque permet d'explquer pourquo les ndvdus en stuaton précare sur le marché du traval s'nstallent plus faclement à leur compte que les autres, ce statut servant alors de pallatf au chômage ou au salarat très précare. n Colombe, le statut d'entrepreneur regroupe des stuatons très hétérogènes. S, pour certans, l représente une opportunté de gans élevés et d'autonome dans l'organsaton du traval, pour d'autres, l est subt et s'apparente à des mcro-actvtés de surve (comme la vente d'objets dvers ou de servces dans la rue). n revanche, comme Rees et Shah (1986), Bernhardt (1994) et arle et Sakova (1999), nous trouvons qu'l y a une sélecton postve pour les salarés, ce qu suggère que les gans de 13 Le rapport entre le nombre d'emplos dsponbles et le nombre d'ndvdus à la recherche d'un emplo au nveau régonal. 16

17 ceux qu ont chos ce statut sont sgnfcatvement plus élevés que ceux qu'ls auraent obtenus dans l'autre alternatve. Ce résultat est cohérent avec l'hypothèse selon laquelle ceux qu chosssent ce type d'emplo ont des avantages comparatfs, en termes de gans, dans cette alternatve par rapport à un échantllon aléatore d'ndvdus aux caractérstques observables dentques. n ce qu concerne les autres varables explcatves du salare, nous constatons que l'éducaton a un effet postf sur les gans et, qu'elle est plus valorsée dans le traval ndépendant que dans le salarat. L'éducaton ayant par alleurs un effet négatf sur la probablté de s'nstaller à son compte, nous pouvons en conclure qu'elle offre plus d'opportuntés, en terme de carrère, dans le salarat. Les profls de gans avec l'expérence sont, de façon smlare, concaves dans les deux alternatves. Le fat d'être maré accroît, en moyenne, davantage les gans des travalleurs ndépendants (19,9 %) que ceux des salarés (9,5 %). nfn, le secteur d'actvté et la localsaton géographque ont également un effet statstquement sgnfcatf sur les gans dans les deux types d'emplo. n moyenne, les ndépendants qu travallent dans l'ndustre, le bâtment ou les servces marchands gagnent plus que ceux qu exercent leur actvté dans les servces admnstratfs. Les salarés des servces admnstratfs gagnent, en moyenne, plus que les autres. Le tableau III de l'annexe fat apparaître que les ndépendants gagnent, en moyenne, 5 % de plus que les salarés. Le dfférentel de gans espérés entre les deux types d'emplo peut se décomposer de la façon suvante : lny S lny = Z S ( ˆ γ S ˆ γ ) + ( Z S Z ) ˆ γ où les barres représentent la moyenne et les accents crconflexes les estmatons. S nous appelons ( Z ) γˆ l'effet des dotatons en captal human et autres varables de contrôle, S Z et Z ( ˆ S γ S ˆ γ ) l'effet résduel (vor Rees et Shah, 1986), nous obtenons : ffet des dotatons = - 0,180 ffet résduel = 0,793 ffet total = 0,613 17

18 Nous voyons clarement que l'effet résduel l'emporte assez largement sur l'effet des dotatons (comme Rees et Shah, 1986 et Bernhardt, 1994), ce qu ndque que les dfférences de gans entre le traval ndépendant et l'emplo salaré sont très peu explquées par les dfférences de caractérstques observables. 5- CONCLUSION Comme dans les études précédentes sur des pays développés (le Royaume-Un et le Canada notamment), le dfférentel de gans espérés apparaît comme le prncpal détermnant du chox d'occupaton des ndvdus en Colombe. n revanche, contrarement à la plupart des études précédentes, nous trouvons un bas de sélecton négatf (sgnfcatvement dfférent de zéro) dans le traval ndépendant, ce qu semble ndquer qu une parte des ndvdus qu souhatent s'nstaller à leur compte sont en fat des travalleurs précares (nstablté dans l emplo), exclus du salarat, qu se tournent vers des mcro-actvtés de surve comme une soluton de mondre mal. Ben que postf, l effet de la varable rsque de chômage sur la probablté d être compte-propre n est pas sgnfcatvement de zéro dans le modèle structurel. n outre, nous avons ms en évdence que les dfférentels de gans espérés entre les deux types d'emplo sont dus à des facteurs nobservés. S ces caractérstques qu, pour une bonne part, sont propres à chaque ndvdu, sont corrélées à toute ou parte des varables explcatves du modèle structurel, l est possble que l'estmaton des coeffcents de régresson sot basée. Pour surmonter cette dffculté, l'déal serat d'avor un panel de ménages. Malheureusement, de telles données n'exstent pas aujourd'hu en Colombe. 18

19 RÉFÉRNCS [1] Blanchflower D.G. (2004), Self-employment: More May not Be Better, NBR workng paper, [2] Blanchflower D. G. and B. Meyer (1994), A Longtudnal Analyss of the Young selfemployed n Australa and the Unted States, Small Busness conomcs, 6:1-19. [3] Blanchflower D. G. and A. J. Oswald (1998), What Makes an ntrepreneur?, Journal of Labor conomcs, 16, 1: [4] Bernhardt I. (1994), Comparatve Advantage n Self-employment and Pad work, Canadan Journal of conomcs, 27: [5] Borjas G. J. (1986), "The Self-employment xperence of Immgrants", The Journal of Human Ressources, 21: [6] Borjas G. J. and S. G. Bronars (1989), "Consumer dscrmnaton and Self-employment" Journal of Poltcal conomy, 97: [7] Brock W. A. and D. S. vans (1986), The conomcs of Small Busnesses: Ther Role and Regulaton n the US conomy. New-York: Holmes et Meer. [8] Calvo, G. and Wellsz (1980), "Technology, ntrepreneurs, and Frm Sze", Quaterly Journal of conomcs, 95 : [9] Cunnngham W.V., and W.F. Maloney (1999), Heterogenety among Mexco s Mcroenterprses, Polcy Research Workng Paper, World Bank. [10] Dolton, P.J. and G.H. Makepeace (1990), "The earnngs of conomcs Graduates", The conomc Journal, Vol. 10, 399: [11] Devne T.(1994), Changes n Wage and Salary Returns to Skll and the Recent Rse n Female Self-employment, Amercan conomc Revew, 84: [12] arle, J.S. and Z. Sokova (1999), ntrepreneurshp from Scratch: Lessons on the ntry Decson nto Self-employment from Transton conomes, IZA Dscusson Parper, 79. [13] vans M. D. R. (1989), "Immgrant ntrepreneurshp: effects of ethnc market sze and solated labor pool", Amercan Socologcal Revew, 54: [14] vans, D.S. and L.S. Leghton (1989), Some mprcal Aspects of ntrepreneurshp, Amercan conomc Revew, 79: [15] vans, D.S. and B. Jovanovc (1989), An stmated Model of ntrepreneural Choce Under Lqudty Constrants, Journal of Poltcal conomy, 97:

20 [16] Fuchs, V. (1982), Self-employment and Labor Force Partcpaton of Older Males, Journal of Human Resources, 17: [17] Gll, A. (1988), Choce of mployment Status and the Wages of mployees and the Self-mployed: Some Further vdence, Journal of Appled conometrcs, 3: [18] Heckman, J.J. (1979), Sample Selecton Bas as a Specfcaton error, conometrca, 47: [19] Heckman, J. J. and G. Sedlacek (1985), Heterogenety, aggregaton, and market wage functons: an emprcal model of self-selecton n the labor market, Journal of Poltcal conomy, 98: [20] Henrard, V. (2003), The Determnants of Transtons from Wage-work to Selfemployment n Colomba: an emprcal analyss, Cahers de la MS, sére blanche-tam, [21] Holtz-akn, D., D. Joulfaan et H.S. Rosen (1994), ntrepreneural Decsons and Lqudty Constrants, Rand Journal of conomcs, 25: [22] Huyette, P. (1997), Moblté et nformalté : Des Nouvelles Formes aux Régulatons Modernes de l mplo en Colombe, Revue Ters Monde, 152: [23] Kdd M. P. (1993), "Immgrant Wage Dfferentals and the Role of Self-employment n Australa", Australa conomc Papers, 32: [24] Knght, F. H. (1921), Rsk, Uncertanty and Proft, Houghton Mffln, New-York. [] Lauter (1994), [25] Le A. T. (1999), "mprcal Studes of Self-employment", Journal of conomc surveys, vol. 13, 4: [26] Lee, L-F. (1982), Some Approaches to the Correcton of Selectvty Bas, The Revew of conomc Studes, 49, 3: [27] Lentz, B. and D. Laband (1990), "ntrepreneural Success and Occupatonal Inhertance Among Propretors", Canadan Journal of conomcs, 23, no.3: [28] Lght, I. (1980), "Dsadvantaged Mnortes n Self-employment", Internatonal Journal of Comparatve Socology, 20: [29] Lopez Castaño H. (1987), "Secteur Informel et Socété Moderne: l xpérence Colombenne", Ters Monde, 23, n 110. [30] Lucas, R.. (1978), "On the Sze Dstrbuton of Busness Frms", Bell Journal of conomcs, 9, [31] Maddala, G. S. (1983), Lmted-Dependent and Qualtatve Varables n conometrcs, Cambrdge Unversty Press, Cambrdge. 20

21 [32] Magnac, T. (1991), "Segmented or Compettve Labor Markets", conometrca, 59: [33] Maloney, W. F.(1998), "Self-employment and Labor Turnover n LDCs: Cross Country vdence", mmeo, World Bank. [34] Moulton B. R. (1990), An Illustraton of a Ptfall n stmatng the ffects of Aggregate Varables on Mcro Unts, The Revew of conomcs and Statstcs, [35] Murphy K. and R. Topel (1985), stmaton and Inference n Two Step conometrcs Models, Journal of Busness and conomcs Statstcs, 3: [36] Rees H. and A. Shah (1986), An mprcal Analyss of Self-employment n the U.K., Journal Of Appled conometrcs, 1: [37] Taylor M. P. (1996), arnngs, Independance or Unemployment: Why become Selfemployed?, Oxford Bulletn of conomcs and Statstcs, 58, 2: [38] Thomas A. (2000), conométre de varables qualtatves, d: Dunod. [39] Van Praag M. and Van Ophen H. (1995), Determnants of Wllngness and Opportunty to start as an entrepreneur, Kyklos, 48: [40] de Wt G. (1993), Models of Self-employment n a compettve Market, Journal of conomc Surveys, 7: [41] de Wt G. and Van Wden, F.A.A.M. (1989), An mprcal Analyss of Selfemployment n the Netherlands, Small Busness conomcs, 1:

22 ANNX TABLAU II Défnton des varables Revenus du traval : gans monétares et avantages en nature mensuels, corrgés des erreurs dues aux nformatons manquantes et à la sous-déclaraton (en pesos colombens). Revenus du captal : revenus autres que ceux du traval : pensons, rentes (provenant de l mmobler, de terres, d équpements ), dvdendes, loteres Âge : âge de l'ndvdu en nombre d'années. xpérence : âge mons éducaton mons sx. ducaton : nous dstnguons tros catégores : pas d'éducaton ou nveau prmare, nveau secondare et nveau unverstare (supéreur). Maré : la varable est codée 1 s le chef de ménage est maré, 0 snon. nfant : la varable est codée 1 s l'ndvdu a au mons un enfant de mons de 16 ans, 0 snon. Traval du conjont : la varable est codée 1 s le conjont travalle, 0 snon. Rsque de chômage : nombre de chômeurs / nombre d'ndvdus par cellule (vor secton 3). Secteur d'actvté : bâtment, ndustre, servces marchands, servces admnstratfs. Vlle : Barranqulla, Bucaramanga, Bogotá, Manzales, Medellín, Cal, Pasto, Vllavcenco, Perera et Cúcuta. 22

23 TABLAU III Statstques descrptves Indépendants Salarés Varables Moyennes Moyennes Revenus du traval 10-4 (pesos) 36,7 (42,0) 35,0 (35,3) Revenus du captal 10-4 (pesos) 3,0 (16,8) 2,4 (14,2) xpérence (en nombre d'années) 29,5 (13,0) 23,1 (11,5) Âge 43,0 (11,5) 37,8 (10,4) ducaton (en nombre d'années) 7,5 (4,2) 8,7 (4,2) Maré a nfant de mons de 16 ans a Traval du conjont a Rsque de chômage a 13 8 Constructon a Industre a Servces marchands a Servces admnstratfs a Barranqulla a Bucaramanga a Bogotá a Manzales a 4 6 Medellín a Cal a 7 8 Pasto a 7 5 Vllavcenco a 5 5 Perera a 7 7 Cúcuta a 10 5 Nombre d'observatons Notes : Les écart-types sont entre parenthèses. a sgnfe que les chffres représentent des pourcentages. 23

24 TABLAU IV Taux de chômage local et proporton d'ndépendants en pourcentage Vlle Taux de chômage a Proporton d'ndépendants Barranqulla a 8,6 46,2 Bucaramanga a 8,6 43,0 Bogotá a 10,3 39,7 Manzales a 9,6 29,9 Medellín a 9,6 26,1 Cal a 11,1 35,7 Pasto a 11,1 46,8 Vllavcenco a 8,6 39,5 Perera a 9,6 38,8 Cúcuta a 8,6 56,2 Coeffcent de corrélaton de Spearman -0,2988 NS Notes : a : source : DAN, ncuesta Naconal de Hogares. NS : non sgnfcatvement dfférent de 0 au seul de 10 %. 24

25 TABLAU V Modèle rédut Coeffcents Écart-types à la moyenne ducaton secondare -0,044 0,034 ducaton supéreure -0,115 ** 0,048 xpérence 0,041 *** 0,006 xpérence au carré -0,0004 *** 0,0001 Bucaramanga -0,107 * 0,055 Bogotá -0,159 *** 0,046 Manzales -0,458 *** 0,072 Medellín -0,523 * 0,050 Cal -0,271 0,059 Pasto -0,036 0,066 Vllavcenco -0,233 *** 0,067 Perera -0,239 *** 0,061 Cúcuta 0,223 *** 0,062 Industre -0,231 ** 0,043 Bâtment 0,335 *** 0,051 Servces marchands 0,466 *** 0,036 nfant de mons de 16 ans -0,033 0,037 Maré -0,182 *** 0,055 Traval du conjont 0,223 *** 0,030 Revenus du captal 0,0009 0,0009 Rsque de chômage 0,657 *** 0,332 Constante -0,982 *** 0,104 % ben prédt 67,8 Nombre d'observatons ***, ** et * ndquent la sgnfcatvté respectvement au seul de 1 %, 5 % et 10 %. 25

26 TABLAU VI Les fonctons de gans Indépendants Écart-types à la moyenne Salarés Écart-types à la moyenne ducaton secondare 0,364 *** 0,028 0,285 *** 0,017 ducaton supéreure 1,215 *** 0,040 1,153 *** 0,023 xpérence 0,013 *** 0,006 0,021 *** 0,003 xpérence au carré -0,0003 *** 0, ,0003 *** 0,00004 Bucaramanga 0,261 *** 0,045 0,067 ** 0,029 Bogotá 0,224 *** 0,039 0,155 *** 0,025 Manzales 0,055 0,079 0,055 0,041 Medellín 0,234 *** 0,069 0,067 * 0,036 Cal 0,144 ** 0,057 0,073 ** 0,033 Pasto -0,309 *** 0,052-0,188 *** 0,036 Vllavcenco 0,257 *** 0,061 0,119 *** 0,037 Perera -0,067 0,057 0,052 0,034 Cúcuta -0,309 *** 0,051-0,189 *** 0,038 Industre 0,230 *** 0,048-0,012 0,022 Bâtment 0,021 0,055-0,129 *** 0,032 Servces marchands 0,024 0,058-0,139 *** 0,031 Maré 0,199 *** 0,043 0,095 *** 0,026 -densté/cumulatve 0,417 *** 0,156 densté/ (1-cumulatve) 0,297 *** 0,104 Constante 2,896 *** 0,246 2,443 *** 0,058 R 2 0,274 0,365 Nombre d'observatons NOTS : les écart-types à la moyenne sont corrgés de l'hétéroscédastcté. ***, ** et * ndquent la sgnfcatvté respectvement au seul de 1 %, 5 % et 10 %. 26

27 TABLAU VII Modèle structurel Coeffcents Écart-types à la moyenne Élastctés Ln (gans relatfs) 1,083 *** 0,265-1,074 *** ducaton secondare -0,147 *** 0,048-0,145 *** ducaton supéreure -0,173 ** 0,059-0,171 *** xpérence 0,038 *** 0,007 0,038 *** xpérence au carré -0,0002 *** 0,0002-0,0002 Bucaramanga -0,303 *** 0,072-0,300 *** Bogotá -0,216 *** 0,064-0,214 *** Manzales -0,402 *** 0,089-0,399 *** Medellín -0,666 *** 0,067-0,660 Cal -0,337 *** 0,077-0,334 *** Pasto 0,113 * 0,068 0,112 * Vllavcenco -0,295 *** 0,091-0,293 *** Perera -0,053 0,087-0,053 Cúcuta 0,350 *** 0,070 0,347 *** nfant de mons de 16 ans -0,098 *** 0,035-0,097 *** Traval du conjont 0,171 *** 0,026 0,170 *** Revenus du captal 0,0008 0,001 0,0008 Rsque de chômage 0,429 0,380 0,425 Constante -0,810 *** 0,103 % ben prédt 66,24 Nombre d'observatons NOTS : les écart-types à la moyenne sont corrgés de l'hétéroscédastcté. ***, ** et * ndquent la sgnfcatvté respectvement au seul de 1 %, 5 % et 10 %. 27