Réduire les inégalités de salaires entre femmes et hommes

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1 Rédure les négaltés de salares entre femmes et hommes Annexe méthodologque 1 Antone Bozo, Brgtte Dormont et Cecla García Peñalosa Conseller scentfque : Manon Domngues Dos Santos Octobre 2014 Décomposton de l écart de salares en 2012 Depus les travaux de Blnder (1973) et Oaxaca (1973), les écarts de salares entre deux groupes démographques sont usuellement décomposés en deux partes. Une premère composante, dte «part explquée», est mputable aux dfférences de caractérstques ndvduelles observables (nveau de qualfcaton, expérence professonnelle, type d emplo ). La seconde composante, dte «part nexplquée», correspond aux dfférences de valorsaton des caractérstques ndvduelles retenues entre les deux groupes démographques. Il convent toutefos de prendre en consdératon, lors des estmatons, les éventuels bas de sélecton lés aux comportements d actvté (vor Heckman, 1979). En effet, le salare n est par défnton observé que pour les personnes en emplo. Or l antcpaton d un salare élevé est un détermnant probable de l offre de traval. À l nverse, les personnes élognées de l emplo le sont peut être en rason de caractérstques nadéquates. Les mêmes caractérstques ndvduelles nfluencent donc à la fos le statut vs à vs de l emplo et le salare en cas d emplo. Une façon de trater ce bas de smultanété est d adopter, comme Meurs et Pontheux (2006) (12), une démarche en deux étapes : dans un premer temps, on régresse le statut de l ndvdu (en emplo ou non) sur ses caractérstques (éducaton, nombre d enfants, etc.) ; pus on régresse le salare ndvduel sur ces mêmes caractérstques, en contrôlant pour la probablté de chacun d être en emplo. Les équatons de salares pour les femmes et les hommes sont respectvement F F F H H H W X u et W X v, où W et W représentent le logarthme F H 1Nous remercons Laurence Bouvard et Maty Konte pour leur excellente assstance, ans que Domnque Meurs et Sophe Pontheux pour nous avor transms leurs programmes d estmaton. (12) Vor en partculer les encadrés 2 et 3. Nous adoptons une démarche smlare et étendons l étude à l année 2012.

2 des salares des femmes et des hommes, X les caractérstques ndvduelles, F et H les coeffcents pour les femmes et les hommes et u, v sont les termes d erreur (de moyenne nulle), l ndce désgnant l ndvdu. Le terme est le rato de Mlls, calculé à partr de l équaton estmée en premère étape, qu corrge le bas de sélecton. Nous estmons auss une équaton de salare unforme pour les femmes et pour les hommes, W X, dans laquelle le coeffcent peut être nterprété comme le «rendement de référence» des caractérstques ndvduelles. L écart salaral entre hommes et femmes est alors décomposé selon la méthode d Oaxaca et Ramsom (1999) : la dfférence des salares moyens s écrt : W H W F ˆ H F H H F F H H F F X X ˆ ˆ X ˆ ˆ X ˆ ˆ où chaque ˆ représente la valeur estmée du coeffcent X est la moyenne de X. H F Le premer terme, ˆ X X, est l écart de salare mputable aux dfférences de caractérstques moyennes entre hommes et femmes, valorsées à l ade des coeffcents estmés sur toute la populaton : s les femmes ont un nveau d éducaton supéreur aux hommes, cela contrbue postvement à leur salare relatvement aux hommes. Ce premer terme est la part «explquée» des dfférences salarales. Le deuxème terme, ˆ H H F ˆ X ˆ ˆ F X, représente la dfférence de valorsaton entre les caractérstques des hommes et celles des femmes : à nveau d éducaton dentque, s le marché du traval valorse mons les compétences des femmes que celles des hommes, cet effet contrbue négatvement au salare des femmes relatvement à celu des hommes. Ce deuxème terme est la part «non explquée» de l écart salaral. H H F F Le derner terme, ˆ ˆ, corrge du fat que les femmes et les hommes en emplo n ont pas les mêmes caractérstques que les femmes et les hommes au chômage ou en nactvté : s une perspectve salarale lmtée décourage davantage les femmes que les hommes à partcper au marché (ou rédut davantage leur accès à l emplo), cet effet de sélecton contrbue postvement au salare des femmes relatvement à celu des hommes (car les femmes de l échantllon sont celles qu, en moyenne, peuvent prétendre à un salare plus élevé). Les estmatons moblsent les données de l enquête Emplo en contnu de 2012 (INSEE) relatves aux ndvdus en premère nterrogaton. Les varables explcatves sont répertorées dans les tableaux 1 (équaton de sélecton) et 2 (équaton de salare). Elles dffèrent parfos de celles utlsées par Meurs et Pontheux (2006) en rason des changements survenus dans les enquêtes Emplo à partr de La populaton de référence est celle des ndvdus en âge de travaller, âgés de 16 à 65 ans. Pour l équaton de sélecton, nous avons exclu les personnes qu ne sont pas dsponbles pour occuper un emplo salaré (étudants, retratés, ndépendants). Restent donc les salarés, les «nactfs purs» et les chômeurs. Pour l équaton de salare, nous avons exclu les salarés dont l horare habtuel hebdomadare est nféreur à 10 heures ans que les statuts à la lmte des études et de l emplo (apprents et stagares de la formaton professonnelle). 2

3 1. Équaton de sélecton : varables explcatves de l emplo salaré Varable explcatve Captal human Contenu Âge et son carré Nombre d années d études Stuaton famlale 6 stuatons couple ou non, avec ou sans enfant, jusqu à 2 enfants, 3 enfants ou plus Statut d actvté l année n 1 4 statuts emplo, chômage, étude, nactvté Régon d habtaton Talle de l unté urbane 22 ndcatrces 5 ndcatrces Proprétare du logement occupé 2 ndcatrces ou, non Pays de nassance 2 ndcatrces France, autre 2. Équaton de salare : varables explcatves du logarthme du salare mensuel Varable explcatve Contenu Captal human nveau d éducaton 5 nveaux expérence potentelle et son carré âge mons nombre d années d études ancenneté dans l entreprse et son carré en années Caractérstques des emplos Pays de nassance Résdence Effet de sélecton nombre d heures par semane type d horare poste non qualfé type de contrat secteur d emplo catégore professonnelle foncton secteur d actvté partculartés du poste France, autre en Régon parsenne, autre rato de Mlls temps complet, temps partel long, moyen, court durée détermnée, autre publc, prvé 5 nveaux 10 nveaux 9 nveaux traval samed, dmanche, nut Les tableaux 3 et 4 présentent les résultats des estmatons pour l année 2012 (23). Les résultats des équatons de sélecton (tableau 3) sont standards et proches de ceux de Meurs et Pontheux (2006) : toutes choses égales par alleurs, la probablté d être en emplo est plus élevée pour les hommes que pour les femmes ; elle décroît avec le nombre d enfants unquement pour les femmes. Pour les équatons de salares (tableau 4), le résultat le plus marquant est le fat que l effet de sélecton change de sgne en 2012 par rapport à ce qu on obtent sur les années 1990 et 2002 : en 2012, l effet de sélecton pousse les salares des femmes vers le haut par rapport à celu des hommes. Ce même résultat a été ms en exergue pour les États Uns (vor, par exemple, Mullgan et Rubnsten, 2008). (23) Pour les résultats relatfs à 1990 et 2002, vor Meurs et Pontheux (2006) op.ct. 3

4 3. Équatons de sélecton Varable dépendante : l ndvdu est en emplo salaré Femmes Hommes Coeffcent Ch2 Wald Coeffcent Ch2 Wald Constante 0, ,68 0, ,89 Âge 0, ,41 0, ,54 Âge² 0, ,18 0, ,49 Nombre d années d études 0, ,04 0, ,35 Stuaton famlale personne seule Réf. Réf. chef de famlle monoparentale 0, ,59 0, ,45 en couple sans enfant 0, ,8947 0, ,02 en couple avec 2 enfants au plus 0, ,18 0, ,49 en couple avec 3 enfants et plus 0, ,43 0, ,24 autres 0, ,27 0, ,34 Statut d actvté en n 1 emplo Réf. Réf. chômage 1, ,51 1, ,38 études 0, ,80 1, ,90 nactvté 2, ,7 2, ,87 Proprétare du logement occupé 0, ,57 0, ,41 Né à l étranger 0, ,35 0, ,42 % concordant 91,5 88,6 Pseudo R2 ajusté 0,503 0,415 Nombre d observatons Lecture : Méthode d estmaton = régresson probt. Source : Calculs des auteurs. 4. Équatons de gans Coeffcents des prncpales varables Varable dépendante : salare mensuel en euro, 2012 Femmes Hommes Coeffcent Écart type Coeffcent Écart type Éducaton : BEP, CAP 0,052 0,0101 0,075 0,0081 Éducaton : Bac 0,078 0,0115 0,125 0,0110 Éducaton : Bac +2 0,185 0,0129 0,174 0,0129 Éducaton : dplôme le plus élevé 0,207 0,0145 0,288 0,0162 Expérence potentelle 0,007 0,0011 0,015 0,0011 Expérence potentelle au carré 1,29*10 4 2,18*10 5 2,399*10 4 2,29*10 5 Ancenneté dans l entreprse 0,011 0,0010 0,010 0,0012 Ancenneté dans l entreprse au carré 7,96*10 5 2,53*10 5 8,39*10 5 2,91*10 5 Nombre d heures par semane 0,500 0,0302 0,468 0,0263 Temps partel long 0,106 0,0104 0,254 0,0321 Temps partel moyen 0,227 0,0179 0,375 0,0264 Temps partel court 0,514 0,0461 0,662 0,0593 Poste non qualfé 0,521 0,0162 0,539 0,0168 Secteur publc 0,060 0,0085 0,014 0,0168 CDD 0,116 0,0113 0,127 0,0165 Né à l étranger 0,08 0,0080 0,07 0,0087 Résdence en Régon parsenne 0,01 0,0102 0,01 0,0110 Inverse du rato de Mlls (sélecton) 0,04 0,0092 0,01 0,0065 R2 0,697 0,632 Nombre d observatons Lecture : Les régressons ncluent auss la catégore professonnelle, la foncton, le secteur d actvté, et les partculartés du poste. Méthode d estmaton : mondres carrés ordnares. Source : Calculs des auteurs. 4

5 On peut alors décomposer l écart salaral moyen entre hommes et femmes en 2012 à l ade des données et des estmatons économétrques. Les résultats sont présentés dans le tableau 5. La part «explquée» de l écart salaral (dfférences de nveaux d éducaton, d expérence, d emplos occupés, de durée du traval) représente près de 72 % de l écart total ; la part «non explquée» (dfférence de valorsaton des caractérstques ndvduelles) représente un peu plus du quart ; le reste est dû à l effet de sélecton. 5. Décomposton de l écart de salares mensuels moyens Écart % du total Écart % du total Écart % du total Écart des salares en % 22,97 22,28 24,50 Part «explquée» 0,186 71,3 0,192 76,2 0,201 71,6 éducaton 0,013 5,0 0,015 6,0 0,011 4,1 expérence 0,001 0,4 0,001 0,4 0,003 1,1 structure des emplos 0,076 29,1 0,085 33,7 0,085 30,2 durée de traval 0,117 44,8 0,121 48,0 0,124 44,3 Part «non explquée» 0,079 30,3 0,069 27,4 0,072 25,6 Effet de sélecton 0,004 1,5 0,006 2,4 0,008 2,8 Total 0, , , Lecture : En 2012, la part «non explquée» de l écart salaral, en logarthmes, est de 0,072, ce qu représente 25,6% de l écart total (0,072/0,281 = 25,6 %). Sur un écart de salare de 24,5 %, la contrbuton de cette part est de 6,3 ponts de pourcentage (24,5*0,256). Sources : Cf. Meurs et Pontheux (2006) pour 1990 et Calculs des auteurs pour 2012, à partr des régressons dans le tableau 5. Au sen de la part «explquée» de l écart salaral, la dfférence des postes occupés tent une place mportante. Le tableau 6 montre que la ségrégaton sectorelle des femmes n est pas partculèrement forte en France par rapport à d autres pays, mas cec dot être ms en regard d un taux d actvté fémnn relatvement élevé qu devrat aller de par avec une dversfcaton plus forte des emplos occupés. 5

6 6. Ségrégaton sectorelle et dfférence de partcpaton sur le marché du traval entre hommes et femmes pour l année 2010 Indce de ségrégaton Écart de partcpaton H F Belgque 0,916 13,08 Danemark 1,049 9,27 Espagne 0,97 15,82 Fnlande 1,11 5,64 France 0,89 10,37 Grèce 0,93 20,07 Irlande 0,94 15,84 Itale 0,74 21,18 Luxembourg 1,11 16,05 Norvège 1,02 6,30 Pologne 0,95 15,84 Royaume Un 0,96 13,02 Suède 1,01 6,55 Susse 0,83 14,47 Turque 0,79 43,16 Lecture : L ndce de ségrégaton entre hommes et femmes, R, a été proposé par Charles et Grusky (1995). Sot M le nombre d hommes employés dans le poste, F le nombre de femmes dans ce même poste, et I le nombre de catégores de postes. L ndce R mesure l écart de la dstrbuton des postes par rapport à une représentaton proportonnelle des hommes et des femmes dans les dfférentes catégores : l l 1 F 1 F R Ln Ln l 1 M l 1 M Dans un marché de traval parfatement ntégré, R est égal à 0. Source : Calculs des auteurs à partr d ILOSTAT, qu répartt les postes en sept catégores. Références bblographques Blnder A.S. (1973) : «Wage Dscrmnaton: Reduced Form and Structural Estmates», The Journal of Human Ressources, vol. 8, n 4, pp Charles M. et Grusky D. (1995) : «Models for Descrbng the Underlyng Structure of Sex Segregaton», Amercan Journal of Socology, vol. 100, n 4, pp Heckman J. (1979) : «Sample Selecton Bas as a Specfcaton Error», Econometrca, vol. 47, n 1, pp Meurs D. et S. Pontheux (2006) : «L écart de salare entre les hommes et les femmes peut l encore basser», Économe et Statstque, n , pp Mullgan C.B. et Y. Rubnsten (2008) : «Selecton, Investment, and Women s Relatve Wages Over Tme», Quarterly Journal of Economcs, vol. 123, n 3, pp Oaxaca R. et M. Ransom (1999) : «Identfcaton n Detaled Wage Decompostons», The Revew of Economcs and Statstcs, vol. 81, n 1, pp Oaxaca R.L. (1973) : «Male Female Wage Dfferental n the Urban Labor Markets», Internatonal Economc Revew, vol. 14, n 3, pp