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Economie & prévision
La Doc. française

I.S.B.N.sans
166 pages

p. 13 à 30
doi: en cours

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no 155 2002/4


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2002 Économie et Prévision

Les indicateurs de polarisation et leur application à la France

Damien Echevin  [(*)] Antoine Parent  [(**)]
Résumé de l'article
Cet article présente, dans un premier temps, les propriétés des indicateurs de polarisation des revenus, ceux de Foster-Wolfson et d’Esteban-Ray, leur portée et leur limite. Les deux critères de polarisation et d’inégalité apparaissent comme complémentaires mais distincts dans la mesure où le principe de transfert de Pigou-Dalton est étranger au concept de polarisation. Dans un second temps, l’application de ces indicateurs à des données françaises permet de tester leur portée explicative en comparant leur valeur informative à celle dérivée par une analyse plus fine des caractéristiques des populations. C’est l’occasion de s’interroger sur la pertinence du constat d’augmentation de la polarisation des revenus salariaux au cours des années quatre-vingt-dix. La polarisation des emplois semble avoir contribué significativement à ce phénomène.Mots-clés : polarisation, distribution des revenus, inégalités. This article begins by presenting the properties of the income polarisation indicators developed by Foster-Wolfson and Esteban-Ray, and their scope and limits. The two polarisation and inequality criteria appear complementary but different insofar as the Pigou-Dalton transfer principle is alien to the polarisation concept. We next apply these indicators to French data in order to test their explanatory capacity by comparing their informative value with the results of closer analysis of population characteristics. We use this opportunity to look at the relevance of the increase in wage income polarisation in the nineties. Job polarisation appears to have made a significant contribution to this phenomenon.Keywords : polarisation, income distribution, inequalities.
Plan de l'article
Les auteurs tiennent à remercier tout particulièrement M. Dollé pour ses suggestions lors de l'élaboration de ce travail, initié au CSERC. Ils remercient également B. Galtier, S. Langlois, Y. L’Horty, J.M. Hourriez, F. Legendre et M. Martinez, ainsi que deux rapporteurs anonymes pour leurs remarques et conseils sur les précédentes versions de ce papier. D. Echevin tient à remercier la division " Conditions de vie des ménages" de l’Insee pour son soutien et pour l’avoir hébergé lors de l’étude. Les auteurs restent bien entendu seuls responsables des erreurs et insuffisances que peut contenir ce document.
Cet article présente, dans un premier temps, les propriétés des indicateurs de polarisation des revenus, ceux de Foster-Wolfson et d’Esteban-Ray, leur portée et leur limite. Les deux critères de polarisation et d’inégalité apparaissent comme complémentaires mais distincts dans la mesure où le principe de transfert de Pigou-Dalton est étranger au concept de polarisation. Dans un second temps, l’application de ces indicateurs à des données françaises permet de tester leur portée explicative en comparant leur valeur informative à celle dérivée par une analyse plus fine des caractéristiques des populations. C’est l’occasion de s’interroger sur la pertinence du constat d’augmentation de la polarisation des revenus salariaux au cours des années quatre-vingt-dix. La polarisation des emplois semble avoir contribué significativement à ce phénomène.
Le terme de polarisation connaît, en économie, au moins deux applications : l’une dans le domaine de l’analyse de l’emploi, l’autre dans la perspective de l’étude des revenus.
La thématique de la polarisation des emplois au sein du couple s’est développée dans les pays anglo-saxons en réponse à un paradoxe apparent : les taux de chômage diminuent, mais, dans le même temps, les indicateurs de niveau de vie des ménages (mesurés en termes d’écarts de revenus ou de populations vivant en dessous du seuil de pauvreté) indiquent un accroissement des inégalités. Le paradoxe réside dans la concordance d’une baisse du chômage et d’un développement de la pauvreté. L’analyse de la situation professionnelle des personnes composant les ménages apporte un élément de réponse à ce paradoxe. Elle révèle notamment l’importance croissante des couples placés en situation identique face à l’emploi, c’est-à-dire que la proportion des couples bi-actifs occupés et celle des couples bi-inactifs (ou au chômage) augmente, alors que la proportion des couples où une seule personne est employée diminue. Aussi observe-t-on dans la plupart des pays de l’OCDE une hausse simultanée du nombre de ménages au sein desquels tous les adultes travaillent ainsi qu e de ceux où aucun ne travaille (l’accroissement du nombre relatif de ménages monoparentaux et de célibataires contribue également à ce phénomène). Il ressort que le chômage affecte de façon différenciée les ménages et que la position familiale peut exercer un effet d’accroissement des inégalités.
Dans l’optique emploi, le texte de référence semble être l’étude comparative engagée par Gregg et Wadsworth (1996) qui débouche sur les résultats suivants : entre 1984 et 1993, dans 7 des 13 pays de l’échantillon (Allemagne, Italie, Royaume-Uni, Belgique, Irlande, Grèce, Espagne), les créations d’emplois ont bénéficié prioritairement aux ménages où un adulte travaillait déjà, au détriment des ménages où aucun adulte ne travaillait. Dans ces pays, le nombre des ménages où tous les adultes travaillent (1,1) et où aucun ne travaille (0,0) augmentent simultanément, alors que le pourcentage de ménages à un emploi (1,0) régresse. Les Pays-Bas, le Portugal, les États-U nis, le Luxembourg et leCanada forment un autregroupe de pays où l’on observe une diminution des ménages mixtes (1,0) et une progression des ménages où l’homme et la femme travaillent (1,1) mais on enregistre parallèlement dans ces pays une baisse de la configuration (0,0) (ménages sans emploi).
L’évolution des configurations des ménages face à l’emploi dans les différents pays semble, par ailleurs, indépendante du niveau du chômage : par exemple, en Espagne et en Italie, le taux de chômage est bien plus important qu’au Royaume-Uni, et pourtant, la part des ménages sans emploi y est à peine supérieure pour le premier pays, inférieure pour le second.
Cette étude comparative souligne ainsi le faible pouvoir explicatif du taux de chômage individuel dans le développement des situations de ménages sans emploi.
La deuxième modalité étudiée de la polarisation, celle qui concerne les revenus, a fait l’objet de développements méthodologiques plus consistants que dans le domaine de l’emploi. La réflexion sur la polarisation des revenus a notamment déterminé la création d’indicateurs de polarisation dans la lignée des indicateurs d’inégalités. L’indicateur de polarisation de Foster-Wolfson découle par construction d’un indice de Gini et l’indicateur d’Esteban-Ray peut, sous certaines conditions, se comporter comme un indicateur d’inégalités.
La notion de polarisation n’a toutefois pas un sens univoque selon qu’elle s’applique, dans le cas de l’indicateur de Foster-Wolfson, à une distribution de revenus individuels ou à des regroupements entre ménages, dans le cas de l’indicateur d’Esteban-Ray :
  • l’indicateur de Foster-Wolfson (Foster et Wolfson, 1994, Wolfson, 1994,1997)a pour objet de repérerla déformation de la distribution des revenus des ménages autour de la médiane, dans une conception où la société est entrevue comme continuum de différences. Le choix de la médiane est de nature conventionnelle : elle représente, selon Foster et Wolfson, le point d’ancrage de la “classe moyenne”. L’indicateur permet, selon les auteurs, d’observer l’accroissement ou la diminution de la classe moyenne et donc un phénomène de bipolarisation des revenus autour de la médiane ;
  • l’indicateur d’Esteban et Ray (1994) présuppose la constitution de groupes dans la société et analyse le phénomène de polarisation comme la déformation de ces groupes au cours du temps, ce qui donne une autre portée à l’étude de la polarisation des revenus.
  • Contrairement à l’approche précédente, la société est ici perçue comme un ensemble de “groupes” aux caractéristiques différentes. La thématique de la polarisation renvoie à la vision d’une société clivée, au sein de laquelle il existe une différence de nature entre deux ou plusieurs groupes. L’étude de la polarisation devient un moyen, pour ces auteurs, de réintroduire dans l’économie des inégalités la dimension du conflit et des antagonismes sociaux (social unrest). Pour appuyer leur propos, Esteban et Ray reprennent à leurcompte le propos introductifde Sen à On Economic Inequality selon lequel “inégalités et antagonismes vont de concert” (Sen, 1973). La polarisation, construite comme une fonction de distance intergroupe, devient un instrument adéquat pour l’étude de la discontinuité sociale, dans la mesure où la polarisation désigne un élargissement des inégalités intergroupes.
On est donc en présence de deux approches distinctes : dans le premier cas, la polarisation traduit un effet particulier de déformation de la densité des revenus des ménages, par “agglomération”. Dans l’autre, la polarisation correspond à la déformation des groupes. On peut signaler l’existence d’un vif débat outre-Atlantique sur le thème du déclin de la “classe moyenne”. Foster et Wolfson connaissent des détracteurs : en effet, Beach-Slotsve (1996) remettent en cause le principe d’une dualisation de la société canadienne au cours des deux dernières décennies, à partir d’une stricte application de l’indicateur de Foster-Wolfson. En revanche, il ne semble exister aucune application empirique de l’indicateur de Foster-Wolfson à la France, pas plus qu’un début de débat sur ce thème. Quant à l’indicateur d’Esteban-Ray, sa présentation par les auteurs reste à un niveau très axiomatique et aucune application à la France n’a pu être recensée.
L’objectif principal de cet article est de tester la portée explicative de ces indicateurs en comparant leur valeur informative à celle délivrée par une analyse plus fine des caractéristiques des populations. Nous nous interrogeons de plus sur la pertinence du constat d’augmentation de la polarisation des revenus salariaux au cours des années quatre-vingt-dix. La logique d’exposition est la suivante. Nous présentons, dans un premier temps, les propriétés des indicateurs de Foster-Wolfson et d’Esteban-Ray, leur portée et leurs limites. Dans un second temps, nous présentons les résultats d’une application de ces indicateurs au cas français.
 
L’analyse de la polarisation à travers des indicateurs synthétiques
 
 
L’indicateur de Foster-Wolfson ou une approche “individuelle” de la polarisation
Le propos de Foster-Wolfson, en construisant leur indicateur de polarisation, consiste, d’une part à mesurer les écarts de revenu par rapport au revenu médian, d’autre part à apprécier la bi-polarisation de la distribution des revenus autour de la position médiane. La polarisation s’appu ie donc conceptuellement sur des critères différents de ceux employés pour la construction d’un indicateur d’in égalités. Le principe de transfert de Pigou-Dalton est, notamment, étranger au concept de polarisation. Dans ce sens, polarisation et inégalités sont des concepts distincts.
Wolfson (1994) montre par exemple la coexistence, entre 1973-1981 au Canada, d’une polarisation accrue et d’un tassement des inégalités de revenus entre ménages (même si, sur tout le reste de la période, soit 1967-73 et 1981-91, les évolutions des indicateurs de polarisation et d’inégalités sont positivement corrélées). Néanmoins, le fait que l’indicateur de Foster-Wolfson serve de support à un débat sur la dualisation de la société canadienne ne suffit pas à lever quelques doutes et interrogations sur le caractère significatif de l’indicateur lui-même. On peut notamment reprocher à la notion de polarisation d’être une notion très statistique : il a semblé difficile au premier abord d’aller au-delà d’un simple constat.
Afin de pousser plus avant l’analyse, Wang et Tsui (2000) définissent une classe plus générale d’indices de polarisation reposant sur les deux critères évoqués précédemment (critère d’écart de revenu et critère de bi-polarité). L’indice de polarisation s’écrit ainsi comme la somme pondérée des écarts de revenu par rapport à la médiane :
où ( ,...,  )x x x= est le vecteur des revenus n1 individuels, xi est le revenu de l’individu i – les ménages étant classés par ordre croissant – et m x( ) est le revenu médian. b b b n nn =( ,..., ) est le vecteur 1 des pondérations et bin est le poids affecté à l’individu i. L’indice de Foster-Wolfson se rapporte à cette classe générale d’indice mais en constitue un cas particulier. Wang et Tsui montrent ainsi que, même si le vecteur b doit vérifier certaines conditions pour que l’indice P soit un indice de polarisation (cf. annexe 3), il n’en demeure pas moins que ces paramètres sont laissés au libre choix du modélisateur.
Dès lors, la notion de polarisation ne peut plus être considérée comme une notion purement statistique. Il est en effet possible d’aller au-delà d’un simple constat en définissant les paramètres de la polarisation, et, à travers eux, la “sensibilité à la polarisation” [1].
L’indicateur d’Esteban-Ray ou l’analyse de la polarisation en termes de groupes
Dans une conception de la polarisation en termes de groupes, Esteban et Ray (1994) élaborent une axiomatique de la polarisation. Les auteurs postulent ainsi que, lorsque la population totale est constituée de plus de deux groupes d’individus, la polarisation s’accroît :
  • lors de la réunion de deux groupes, situés à proximité l’un de l’autre et composés d’un petit nombre d’individus, à équidistance de l’un et de l’autre (i.e. sans modifier la distance moyenne entre ce groupe et les autres qui sont supposés être composés d’un grand nombre d’individus) ;
  • lorsqu’un des groupes, dont la position est intermédiaire dans la distribution, se “rapproche” du plus proche et du moins nombreux des deux groupes extrêmes de la distribution ;
  • lors de l’“effritement” du groupe médian.
À travers ces axiomes, la polarisation introduit à une double dimension nécessaire d’homogénéité intragroupe et d’hétérogénéité intergroupe. Plus précisément, la polarisation implique une distribution particulière de ces attributs entre groupes, qui doit respecter les principes suivants :
  • un fort degré d’homogénéité au sein de chaque groupe ;
  • un fort degré d’hétérogénéité entre les groupes ;
  • un petit nombre de groupes de taille importante.
La singularité de la démarche d’Esteban-Ray réside dans la manière dont ces auteurs construisent des groupes homogènes et séparés. Les groupes constitués relèvent de l’ordre de la représentation et renvoient à un “sentiment d’appartenance”. Les auteurs définissent trois fonctions censées refléter la construction d’une identité de groupe. Une fonction “d’aliénation”, une fonction “d’identification” et une fonction “d’antagonisme”. La polarisation des revenus découle ainsi chez Esteban-Ray des principes suivants de constitution de groupes [2] :
où Ï€ Ï€ Ï€= ( ) n est le vecteur des pondérations et ,...,1 Ï€i est le poids attribué au groupe i. x x xn =( ,..., )
1 est le vecteur des revenus moyens et xi est le revenu moyen dans le groupe i. a est la fonction “d’aliénation” et δ est une métrique. I est la fonction “ d’identification”. T est la fonction “d’antagonisme”.
Le principe de stabilité des critères d’appartenance ne renvoie donc pas aux critères statistiques usuels d’homogénéité des groupes. Une possibilité de transition d’un groupe à l’autre n’implique pas une absence d’homogénéité du groupe constitué mais un relâchement ou un renforcement du sentiment d’appartenance à celui-ci – selon que la taille du groupe diminue ou augmente, mais aussi selon que la distance entre les groupes est importante ou pas.
On peut dès lors envisager un parallèle avec le discours des sociologues, pour lesquels un sentiment d’appartenance (ou d’identification) au groupe renvoie à une certaine stratification de la société. De l’analyse wébérienne des inégalités, il ressort en effet que la position d’un individu dans la stratification sociale dépend de trois dimensions – économique (la situation de classe, liée aux chances d’accès aux biens ou services), symbolique (l’app arten ance à un “ gro upe de s tatut” correspondant aux chances d’accès à l’honneur social ou au prestige) et politique (appartenance à un parti en lutte pour le contrôle de l’État). Le lien entre ces trois dimensions est analysé dans le cadre des sociétés modernes au travers de caractéristiques telles que le salaire, le diplôme et la profession, et renvoie à une analyse en termes de “congruence du statut social” (cf. Langlois, 1986, Lemel, 1991, Forsé, 1999). Aussi, se baser sur de telles classifications pour postuler un sentiment d’appartenance apparaît-il comme assez naturel.
Dans l’approche d’Esteban et Ray, la constitution des groupes d’appartenance est laissée au libre choix du modélisateur, l’important étant de constituer des groupes homogènes, au sens défini plus haut d’homogénéité comme “sentiment d’appartenance”. Comme les groupes constitués relèvent de l’ordre de la représentation, l’indicateur de polarisation qu’ils proposent ne permet pas de vérifier l’homogénéité intragroupe, au sens statistique du terme. Cette homogénéité intragroupe est posée a priori et dépend des paramètres de la fo nctio n d’antagonisme. Ces paramètres permettent d’apprécier le plus ou moins fort sentiment d’appartenance au groupe [3]. Les auteurs proposent alors de mesurer l’évolution de l’indicateur de polarisation, pour diverses valeurs de ces paramètres, reflétant un plus ou moins fort sentiment d’identification au groupe.
Etude d’un cas type
La présentation d’un cas type permet de visualiser un cas de déformation de la distribution des revenus pour lequel l’indicateur de Foster-Wolfson augmente, alors que celui d’Esteban-Ray diminue. Dans les graphiques ci-dessous sont reportés, en abscisse, les revenus moyens des groupes et, en ordonnée, les effectifs relatifs de ces groupes.
IMGIMGIMGIMF
Le cas présenté ci-dessus illustre le passage à une moindre polarisation “intergroupe” des revenus. La distance intergroupe diminue et fait plus que compenser la diminution des effectifs du groupe médian : pour des valeurs relativement peu élevées du coefficient (forte homogénéité intra-groupe), l’indicateur d’Esteban-Ray, comme l’indicateur de Gini, diminue et traduit le rapprochement des groupes entre eux ; en revanche, celui de Foster-Wolfson augmente, ce qui révèle donc un phénomène de disparition du groupe médian.
Par conséquent, ces indicateurs sont distincts mais aussi complémentaires. L’indicateur de Foster Wolfson permet d’illustrer la déformation de la courbe de distribution des revenus des ménages, mais il n’assure pas le suivi des disparités intergroupes de revenu. L’indicateur d’Esteban-Ray permet en revanche de considérer cette dimension inobservable chez Foster-Wolfson. Sur un plan empirique, une fois les groupes constitués, il requiert deux types de variables significatives :
  • les écarts intergroupes de revenu ;
  • les effectifs de chacun des groupes retenus.
Dans la partie qui suit, on entreprend une analyse empirique de la polarisation en France sur la période 1979-2000 à partir de ces deux indicateurs : on entend ainsi apprécier l’importance de la polarisation dans une première acception où les ménages sont des “individus statistiques” (optique Foster Wolfson) et dans une deuxième acception où l’on forme des groupes de ménages (optique Esteban Ray). Nous abordons ainsi la question de la polarisation par les deux angles d’approche possibles : par l’analyse statistique de la distribution des revenus et par l’étude de la déformation temporelle d’une certaine “stratification” de la société.
Pour ce faire, plusieurs constructions de groupes sont proposées. Dans une première approche, des groupes ont été constitués sur la base de la situation du ménage vis-à-vis de l’emploi : l’idée sous-jacente à cette structuration est qu’un croisement des caractéristiques familiales des ménages et de leur situation en matière d’emploi pourrait définir un fort “sentiment d’appartenance” au sens d’Esteban-Ray. Cependant, bien que cette classification ait un sens d’un point de vue économique, elle n’en revêt par moins un caractère transitoire. En effet, le fait que l’on puisse évoluer d’une classe à une autre au fur et à mesure que l’on avance dans son cycle de vie est certainement un obstacle au développement d’une “conscience de strate” analogue à une “conscience de classe”. Aussi, dans une seconde approche, nous adoptons une stratification plus “orthodoxe” sur un plan sociologique en constituant d’une part, les grou pes sur la base des catég ories socioprofessionnelles de l’Insee et en constituant, d’autre part, des groupes par niveau de diplôme.
Ainsi, la formalisation mathématique de l’indicateur de polarisation d’Esteban-Ray (calcul de la distance de revenu entre groupes) est appliquée non seulement à des groupes constitués selon des critères économiques (définis selon la situation du ménage en matière d’emploi), mais aussi à des groupes constitués selon des critères plus sociologiques (niv eau de diplôme et catég ories socioprofessionnelles).
 
Application des indicateurs de polarisation à la France
 
 
Le calcul sur données françaises de l’indicateur de Foster-Wolson nous permet de détecter les tendances d’évolution de la classe moyenne en France; le calcul de l’indicateur d’Esteban-Ray nous permet d’identifier les principales sources des mutations de la société française. Ces traitements n ous p ermettent d’apprécier l’apport méthodologique des indicateurs envisagés et en même temps de mieux cerner leurs limites. Les traitements effectués s’appuient, pour l’essentiel, sur les enquêtes Budgets des familles de l’Insee pour les années 1979,1984,1989,1995 et 2000 ; ces enquêtes proposent, comme indiqué en annexe 6, des informations sur la situation en matière d’emploi et sur les revenus d’activité des personnes composant les ménages.
L’indicateur de Foster-Wolfson, instrument de détection de la déformation de la classe moyenne en France
Les tendances à l’effritement de la classe moyenne en France au cours des années quatre-vingt-dix
Le calcul de l’indicateur de Foster-Wolfson en 1989 et 1995 révèle une croissance forte de l’ordre de 10% de la valeur de cet indicateur (celui-ci évoluant de 0,297 à 0,328, cf. tableau 1) et, partant, un mouvement à la hausse de la polarisation des revenus salariaux. La décomposition, dans le tableau 1, du calcul de cet indicateur permet de mieux comprendre cette évolution. On observe, en effet, entre 1989 et 1995, une diminution de la part des revenus de la moitié des ménages situés en dessous de la médiane, une augmentation de l’indice de Gini, ainsi qu’une augmentation du rapport moyenne/médiane. Entre ces deux dates, la situation de la moitié des ménages (les plus pauvres) s’est dégradée relativement aux plus riches ; d’autre part, la situation du ménage médian s’est également détériorée relativement à celle du ménage moyen; l’accroissement du revenu salarial moyen sur la période résulte donc principalement de la progression des revenus salariaux des ménages les plus riches. Les composantes de l’indice de Foster-Wolfson illustrent ainsi un cas de figure où la polarisation s’est renforcée entre 1989 et 1995, du fait d’un regroupement des ménages aux extrêmes de la distribution des revenus.
On note, en outre, que la population située dans un même intervalle de revenus (85%-130% ou 50%-200% du revenu médian) diminue entre 1989 et 1995, alors qu’elle demeurait stable auparavant. Au total, si l’on se réfère aux seuls revenus salariaux, on décèle, en France, un effritement de la classe moyenne (au sens de Foster-Wolfson) au début des années quatre-vingt-dix. Ce phénomène se poursuit sur la période 1995-2000, l’indicateur de Foster-Wolfson s’accroissant de 2%. Cette tendance à une polarisation accrue est néanmoins contrariée par les traits du système de transfert français.

Tableau 1
indicateurs d’inégalités et de polarisation (revenu salarial du ménage, par unité de consommation)
IMGIMGTableau 1 : indicateurs d’inégalités...IMGIMF
Tableau 1 : indicateurs d’inégalités et de polarisation (revenu salarial du ménage, par unité de consommation) 1979 1984 1989 1995 2000 Gini 0,354 0,351 0,368 0,390 0,393 L (0,5) 0,258 0,259 0,247 0,231 0,226 Moyenne 35293 61662 73178 84043 86623 Médiane 31201 56451 68001 76001 80251 Moy/Med. 1,131 1,092 1,076 1,106 1,079 N* 6428 7051 5266 6044 6740 Foster-Wolfson 0,294 0,287 0,297 0,328 0,335 85-130 %** 27 28 28 25 25 50-200 %** 74 74 72 68 65 *Nombre de ménages **Part de la population comprise dans un intervalle de revenu exprimé en % de la médiane. Sources : enquêtes Budget des familles. Champ : ménages avec au moins une personne salariée ou personnes de moins de 60 ans, les indépendants sont exclus du champ (cf. annexe 6). Note de lecture : on retient le revenu salarial déclaré au niveau du ménage et exprimé par unité de consommation (échelle INSEE). Un individu qui perçoit des indemnités de chômage est classé à 0 (revenu salarial nul).
enquêtes Budget des familles.

Un système de transfert qui atténue la tendance à la polarisation et réduit les inégalités
Un calcul de l’indicateur de Foster-Wolfson en prenant pour base les revenus après transferts et après impôts tempère la conclusion précédente. Cet indicateur s’avère, en effet, très sensible au choix du type de revenu retenu. Dans le tableau 2, le phénomène décrit précédemment s’inverse. On observe de façon significative entre 1989 et 1995 une augmentation de la polarisation des revenus salariaux mais une stagnation de la polarisation des revenus totaux après impôts. Ce résultat fait apparaître l’efficacité du système fiscal français à réduire ce type de distorsion. Un phénomène du même type peut être observé sur l’indice de Gini ou sur le carré du coefficient de variation (CV²) : le système redistributif exerce un effet réducteur sur les inégalités de revenus.
Au delà de la mise en évidence de l’effet correcteur du système redistributif, il est également possible de mettre en évidence une différence entre les inégalités individuelles de salaire et les inégalités de revenu salarial des ménages : la mise en commun des salaires au sein d’une même famille a tendance à réduire les inégalités. Elle a également pour effet de réduire la polarisation. On n’observe pas dans le tableau 2 de divergence d’évolution entre polarisation et inégalités. En un sens, l’application aux données françaises de l’indicateur de Foster-Wolfson ne permet pas de conclure à un apport pratique ou informatif différent de celui apporté par les indicateurs usuels d’inégalités.

Tableau 2
indicateurs d’inégalités et de polarisation
IMGIMGTableau 2 : indicateurs d’inégalités...IMGIMF
Tableau 2 : indicateurs d’inégalités et de polarisation 1979 1984 1989 1995 2000 Nombre de ménages 6428 7051 5266 6044 6740 CV2 (carré du coefficient de variation) : – Revenu total après impôts 0,462 0,322 0,350 0,312 n.d. – Revenu total (après transferts)* 0,455 0,324 0,354 0,377 n.d. – Revenu primaire** 0,605 0,456 0,497 0,555 n.d. – Revenu salarial 0,608 0,461 0,507 0,577 0,521 – Salaire de la personne de référence 0,471 0,462 0,529 0,630 0,700 Gini : – Revenu total après impôts 0,295 0,275 0,286 0,280 n.d. – Revenu total (après transferts)* 0,297 0,277 0,289 0,301 n.d. – Revenu primaire** 0,351 0,340 0,357 0,377 n.d. – Revenu salarial 0,354 0,351 0,368 0,390 0,393 – Salaire de la personne de référence 0,365 0,371 0,395 0,428 0,439 Foster-Wolfson : – Revenu total après impôts 0,247 0,219 0,228 0,228 n.d. – Revenu total (après transferts)* 0,243 0,220 0,226 0,249 n.d. – Revenu primaire** 0,289 0,276 0,287 0,315 n.d. – Revenu salarial 0,294 0,287 0,297 0,328 0,335 – Salaire de la personne de référence 0,272 0,287 0,310 0,361 0,368 Sources : enquêtes Budget des familles. Champ : ménages avec au moins une personne salariée ou personnes de moins de 60 ans ; les indépendants sont exclus du champ (cf. annexe 6). Note : salaires et revenus annuels exprimés par unité de consommation (échelle INSEE). *Le revenu total est égal à la somme des revenus d’activités, des revenus sociaux (revenus de remplacement, prestations familiales et autres aides) et des revenus du patrimoine (non encore disponibles pour l’année 2000). Les revenus du patrimoine déclarés collectés dans l’enquête de 1995 ne sont pas comparables aux revenus du patrimoine des anciennes enquêtes. La définition du revenu total retenue permet d’harmoniser les sources 79-84-89-95. **Le revenu primaire est défini avant tout prélèvement fiscal ou social et avant toute redistribution. Il est égal à la somme des revenus reçus comme rémunération du travail et du patrimoine (avec déduction des intérêts versés). Notons que les revenus du patrimoine mesurés dans l’enquête Budget des familles sont fortement sous-estimés, l’enquête ne couvrant que le tiers environ de la Comptabilité Nationale.
enquêtes Budget des familles.

L’indicateur d’Esteban-Ray, instrument de détection de la déformation des groupes en France
L’indicateur de Foster-Wolson a révélé une tendance à la polarisation des revenus salariaux en France. Par la constitution de différents groupes, nous tenterons de répondre à la question de savoir si la polarisation des revenus traduit, en France, plutôt un phénomène de nat ure écon omique ou soci ologique. À partir d e l’indicateu r d’Esteban-Ray, nous testerons l’hypothèse que ce phénomène de polarisation des revenus trouve principalement sa cause dans la polarisation des emplois des membres des ménages.
L’indicateur d’Esteban-Ray est d’abord appliqué à des groupes constitués selon des critères sociologiques (PCS, niveau de diplôme) puis à des groupes constitués selon des critères économiques (situation du ménage dans l’emploi). Dans un dernier temps, nous évaluerons l’impact de l’emploi à temps partiel sur le phénomène de polarisation.
La polarisation en termes de niveau de diplôme et de catégorie socio-professionnelle
Les ménages concernés par le traitement sont d’abord caractérisés par la catégorie socio-professionnelle ou le niveau de diplôme de leurs membres. Plus précisément, nous croisons la “nature” des ménages (couple/célibataire) avec la catégorie socio-professionnelle ou le niveau de diplôme des membres des ménages.
L’indicateur de polarisation d’Esteban-Ray, qui pondère de façon non-linéaire les écarts de revenu par les effectifs du groupe, est calculé surcette base.
Cet indicateur, calculé pour différentes valeurs du paramètre α, s’écrit :
où pi et pj sont les poids relatifs des groupes dans la population et xi et xj sont les revenus moyens des groupes. En évolution, l’indice de polarisation peut se décomposer de la manière suivante :
où l’on a un effet écart de revenu entre groupes (premier membre de droite) et un effet poids des groupes (second membre de droite).
Les résultats sont retranscrits en taux de croissance (i.e. en rapportant les variations à P p x( , )) dans 0 0 les tableaux 3 et 4, qui traduisent les variations de l’indicateur d’Esteban-Ray par sous-périodes pour différentes valeurs du coefficient α.
Dans le tableau 3, nous retenons le revenu disponible du ménage par unité de consommation (échelle Insee, cf. annexes 5 et 6). En évolution, l’indice de polarisation est relativement stable, que l’on considère le type de ménage, la profession ou le niveau d’étude.

Tableau 3
évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray (revenu disponible par unité de consommation, échelle INSEE)
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Tableau 3 : évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray (revenu disponible par unité de consommation, échelle INSEE) Évolution de l’indice Effet écart de revenu Effet poids α = 0 79-84 84-89 89-95 79-84 84-89 89-95 79-84 84-89 89-95 Typmen - 0,070 - 0,026 + 0,027 - 0,098 - 0,026 + 0,044 + 0,028 0 - 0,017 Emploi + 0,373 - 0,011 + 0,063 + 0,207 - 0,032 - 0,020 + 0,166 + 0,021 + 0,083 Pcs + 0,034 + 0,041 + 0,084 - 0,032 + 0,030 + 0,040 + 0,066 + 0,011 + 0,044 Diplôme - 0,005 + 0,025 + 0,057 - 0,026 + 0,005 + 0,081 + 0,021 + 0,020 - 0,024 α = 1 79-84 84-89 89-95 79-84 84-89 89-95 79-84 84-89 89-95 Typmen - 0,093 - 0,018 + 0,013 - 0,111 - 0,028 + 0,046 + 0,018 + 0,010 - 0,033 Emploi + 0,218 - 0,013 - 0,034 + 0,177 - 0,049 - 0,037 + 0,041 + 0,036 + 0,003 Pcs - 0,022 - 0,026 + 0,015 - 0,003 + 0,003 + 0,041 - 0,019 - 0,029 - 0,026 Diplôme - 0,078 + 0,006 + 0,046 - 0,065 + 0,001 + 0,076 - 0,013 + 0,005 - 0,030 Sources : enquêtes Budget des familles Note : les résultats sont retranscrits en taux de croissance. Pour le calcul de l’indice, les groupes ont été formés en croisant la nature du ménage (célibataire/couple, variable Typmen) avec les caractéristiques individuelles des personnes (situation vis-à-vis de l’emploi, pcs, diplôme).
enquêtes Budget des familles


Tableau 4
évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray (salaire de la personne de référence et/ou de son conjoint par unité de consommation, échelle INSEE)
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Tableau 4 : évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray (salaire de la personne de référence et/ou de son conjoint par unité de consommation, échelle INSEE) Évolution de l’indice Effet écart de revenu Effet poids α = 0 79-84 84-89 89-95 95-00 79-84 84-89 89-95 95-00 79-84 84-89 89-95 95-00 Typmen - 0,025 - 0,014 - 0,026 + 0,220 - 0,046 + 0,004 - 0,026 + 0,197 + 0,021 - 0,018 0 + 0,023 Emploi + 0,779 + 0,052 + 0,233 + 0,248 + 0,135 + 0,006 + 0,020 + 0,002 + 0,644 + 0,046 + 0,213 + 0,246 Pcs + 0,117 + 0,465 - 0,170 + 0,109 - 0,119 + 0,435 - 0,276 - 0,006 + 0,236 + 0,030 + 0,106 + 0,115 Diplôme + 0,031 + 0,009 + 0,059 + 0,066 + 0,002 + 0,006 + 0,143 + 0,051 + 0,029 + 0,003 - 0,084 + 0,015 α =1 79-84 84-89 89-95 95-00 79-84 84-89 89-95 95-00 79-84 84-89 89-95 95-00 Typmen - 0,059 - 0,007 - 0,018 + 0,262 - 0,057 + 0,005 - 0,008 + 0,220 - 0,002 - 0,012 - 0,010 + 0,042 Emploi + 0,679 + 0,082 + 0,186 + 0,250 + 0,157 + 0,003 + 0,016 - 0,009 + 0,522 + 0,079 + 0,170 + 0,259 Pcs + 0,123 + 0,390 - 0,176 + 0,106 - 0,194 + 0,382 - 0,261 + 0,006 + 0,317 + 0,008 + 0,085 + 0,100 Diplôme - 0,015 - 0,014 - 0,005 + 0,257 - 0,009 + 0,012 + 0,141 + 0,165 - 0,006 - 0,026 - 0,146 + 0,092 Sources : enquêtes Budget des familles. Note : les résultats sont retranscrits en taux de croissance. Pour le calcul de l’indice, les groupes ont été formés en croisant la nature du ménage (célibataire/couple, variable Typmen) avec les caractéristiques individuelles des personnes (situation dans l’emploi, pcs, diplôme).
enquêtes Budget des familles.

Dans le tableau 4, nous présentons les résultats du calcul des indicateurs sur le revenu salarial du ménage :
  • entre 1979 et 1984, la polarisation des revenus salariaux augmente pour des groupes constitués selon les catégories socio-professionnelles ; cette augmentation s’explique par un effet poids prédominant ;
  • entre 1984 et 1989, une forte augmentation de l’indice d’Esteban-Ray est observée uniquement pour les catégories socio-professionnelles ; cet accroissement traduit essentiellement un effet écart de revenu entre groupes ;
  • entre 1989 et 1995, on note une diminution de l’indice pour les catégories socio-professionnelles, du fait d’une réduction des écarts de revenu entre groupes.
Globalement, ces évolutions apparaissent liées à la conjoncture : ainsi, les écarts de revenu salarial moyen entre les catégories socio-professionnelles ont tendance à croître en période de croissance (1984-1989) et à diminuer en période de récession (1979-1984 et 1989-1995). La période récente (1995-2000) ne permet toutefois pas de conclure à un nouvel accroissement des écarts de revenu salarial moyen entre les PCS. Il semble en effet que ce soit davantage la déformation des groupes, constitués selon les PCS, qui ait contribué à un léger accroissement de la polarisation des revenus salariaux à la fin des années quatre-vingt dix.
La polarisation en termes d’emploi
Dans cette seconde étape du traitement, nous mettons en exergue les conditions d’emploi. Plus précisément, l’ensemble de la population des ménages est organisée en croisant la “nature” des ménages (couple/célibataire) avec la situation dans l’emploi à l’échelon individuel. C’est ainsi que nous distinguons :
  • les célibataires (personnes seules et familles monoparentales) employés, configuration (1) dans l’emploi ;
  • les célibataires non employés, configuration (0) dans l’emploi ;
  • les couples non employés, configuration (0,0) dans l’emploi ;
  • les couples où un seul des deux conjoints est employé, configuration (1,0) dans l’emploi ;
  • les couples où les deux conjoints sont employés, configuration (1,1) dans l’emploi ;
  • les “autres ménages”.
À partir de ces groupes, nous retenons la même formulation de l’indice de polarisation que dans le cas précédent.
Pour le revenu disponible du ménage par unité de consommation (échelle Insee), entre 1979 et 1984, l’indice évolue fortement (tableau 3). On observe par ailleurs de profondes modifications structurelles de la population : entre 1979 et 1984, la part des célibataires dans la population totale passe de 18,3% à 23,7% et celle des couples où une personne travaille et l’autre passe de 37,8% à 31,4% (cf. tableau 5). Au sein des seuls couples, la diminution des configurations (1,0) dans l’emploi est encore plus frappante puisque la part de ces couples passe de 51% en 1979 à 44% en 1984 (cf. tableau 6). Ces changements sont plus forts au cours de la période 1979-1984 qu’au cours de toute autre sous-période.
Le constat de polarisation des emplois sur les positions (0,0) et (1,1) nous incite à construire l’indice de polarisation à partir du revenu salarial du ménage par unité de consommation (tableau 4). Ainsi remarque-t-on que l’évolution de l’indicateur d’Esteban-Ray s’explique principalement par un effet poids, plutôt que par un effet écart de revenu.

Tableau 5
poids relatifs des différents types de ménage dans la population totale
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Tableau 5 : poids relatifs des différents types de ménage dans la population totale En % 1979 1984 1989 1995 2000 Célibataires (1) 14,7 19,1 19,8 23,3 21,6 Célibataires (0) 3,6 4,6 6,5 7,4 9,0 Couples (0,0) 1,8 3,1 2,5 3,6 4,1 Couples (1,0) 37,8 31,4 28,9 24,6 22,7 Couples (1,1) 34,5 36,8 37,9 37,2 39,2 Autres 7,6 5,0 4,4 3,9 3,4 Sources : enquêtes Budget des familles
enquêtes Budget des familles


Tableau 6a
situation des couples face à l’emploi (poids relatifs des configurations (0,0), (1,0) et (1,1))
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Tableau 6a : situation des couples face à l’emploi (poids relatifs des configurations (0,0), (1,0) et (1,1)) En % 1979 1984 1989 1995 2000 Nombre de couples 4949 5131 3865 4171 4450 Couples (0,0) 2,5 4,3 3,6 5,5 6,2 Couples (1,0) 51,0 44,0 41,7 37,6 34,5 Couples (1,1) 46,5 51,7 54,7 56,9 59,3 Sources : enquêtes Budget des familles
enquêtes Budget des familles


Tableau 6b
comparaison avec les enquêtes Emploi
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Tableau 6b : comparaison avec les enquêtes Emploi En % 1982 1990 1998 Couples (0,0) 4,3 5,8 7,2 Couples (1,0) 47,5 41,6 38,0 Couples (1,1) 48,2 52,6 54,8 Sources : enquêtes Emploi (même champ)
enquêtes Emploi (même champ)

Au total sur la période 1979-2000, l’indice de polarisation augmente principalement pour les groupes constitués selon la situation des membres du ménage vis-à-vis de l’emploi. Dans ce phénomène, l’effet de la déformation des poids relatifs des différents groupes est prédominant : la polarisation des emplois apparaît ainsi comme le facteur essentiel de l’accroissement de la polarisation des revenus salariaux en France.
On doit rappeler la sensibilité des indices de polarisation à la valeur du paramètre retenu. On vérifie que les variations observées de ces indices s’expliquent de façon non triviale en fonction de ce paramètre. On constate par exemple, entre 1989 et 1995, que l’accroissement de l’indice de polarisation pour les groupes constitués selon les situations dans l’emploi est plus fort pour des valeurs faibles de α α( )= 0 [4]. Or, sur cette sous-période, l’effet poids est clairement prédominant. Ainsi, une moindre “sensibilité à la polarisation” (par exemple, lorsque α =1) revient à faire jouer un rôle moins important à la modification des poids relatifs des différents groupes dans l’évolution de la polarisation. Au vu des tableaux précédents, ces poids relatifs se seraient modifiés au cours de la période étudiée, mais il n’en serait rien des écarts absolus de revenu entre groupes.
Le même constat peut être effectué entre 1979 et 1984, période pour laquelle l’accroissement de l’indicateur d’Esteban-Ray est d’autant plus fort que le coefficient α est faible.
Au-delà de cet effet (qui ne remet pas en cause le constat de polarisation croissante), la décomposition des deux arguments de la fonction de polarisation (effet écart de revenu, effet poids des groupes) permet d’éclairer la nature du phénomène : le renforcement de la polarisation entre groupes tient moins à l’approfondissement des écarts de revenus moyens entre groupes qu’à la déformation des poids relatifs des sous-groupes.
En d’autres termes, le phénomène de polarisation croissante des revenus salariaux en France découle principalement de la recomposition des groupes définis par leur situation vis-à-vis de l’emploi. Dans l’accentuation de la polarisation intergroupes, la fragilité accrue face au chômage joue un rôle décisif. Les célibataires non employés et les couples (0,0) voient leurs effectifs croître sur la période : les familles monoparentales (parents isolés) ou personnes seules sans emploi – configurations (0) dans l’emploi– représentent environ 20% des célibataires en 1979 et 1984,25% en 1989 et 1995 et 30% en 2000 ; la part des couples où aucun des conjoints ne travaille est de 2,5% en 1979 et de 6,2% en 2000. Ces évolutions revêtent un caractère conjoncturel (chômage), mais également structurel, dans la mesure où le non-emploi est moins bien réparti dans les familles du fait du déclin des configurations (1,0)et de la montée des célibataires.
Le constat de polarisation croissante obtenu à l’aide de l’indicateur d’Esteban-Ray est robuste aux variations de α. Il n’en demeure pas moins éloigné du constat réalisé à partir de l’indicateur de Foster-Wolfson, notamment pour la période 1979-1984. Afin d’expliquer la divergence entre les indicateurs “individuel” et de groupe, nous allons maintenant tenter de nous rapprocher du niveau individuel en rendant plus fines les nomenclatures u tilisées pour le calcul de l’indicateur d’Esteban-Ray. En effet, comme l’indiquent Esteban et Ray, leur indicateur de polarisation n’est pas toujours robuste à la modification du nombre de groupes (cf. Esteban-Ray, 1994, p. 828, pour la présentation de cas types). Dans notre cas, il est plausible, par exemple, que l’introduction du temps partiel dans la définition des groupes modifie les résultats obtenus dans la mesure où la part des femmes employées à temps partiel a tendance à augmenter. Il est possible que ce phénomène temps partiel contribue à la formation de groupes “intermédiaires” entre les configurations (0,0), (1,0) et (1,1).
La prise en compte du temps partiel nuance l’effet de polarisation
Le problème est que cette dimension est inobservable dans les enquêtes Budget des familles qui en revanche délivrent une information de meilleure qualité sur les revenus salariaux, support des indicateurs synthétiques de polarisation des revenus.
Les enquêtes Budget des familles ne fournissant pas d’information sur les emplois à temps partiel, nous nous sommes appuyés sur la source enquête Emploi pour apprécier cette dimension. Le tableau 7 présente, àpartir des enquêtes Emploi, l’évolution de l’appariement entre la situation dans l’emploi de la personne de référence du ménage et celle de son conjoint.

Tableau 7
situation dans l’emploi des conjoints au sein des couples
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Tableau 7 : situation dans l’emploi des conjoints au sein des couples En % Activet Active Autre chômeuse inactive empsplein tempspartiel active 1982 (d = 37,5 s = 43,9) Actif temps plein 35,0 7,9 1,6 3,3 34,7 Actif tempspartiel 0,2 0,1 0,0 0,0 0,4 Autre actif 2,3 0,5 0,4 0,3 3,2 Chômeur 1,1 0,3 0,1 0,4 1,8 Inactif 3,1 1,0 0,2 0,5 1,6 1990 (d = 37,2 s = 34,7) Actif temps plein 33,5 10,0 1,9 5,7 23,4 Actif tempspartiel 0,5 0,2 0,1 0,1 0,4 Autre actif 4,1 1,5 0,9 0,8 4,1 Chômeur 1,7 0,6 0,2 1,2 2,3 Inactif 2,8 1,4 0,3 1,1 1,4 1998 (d = 34,9 s = 30,8) Actif temps plein 30,3 14,4 2,0 6,4 17,3 Actif tempspartiel 0,9 0,7 0,1 0,3 0,7 Autre actif 3,4 2,0 0,9 1,0 3,0 Chômeur 2,5 1,3 0,2 1,7 2,8 Inactif 2,8 2,1 0,4 1,6 1,3 Sources : enquêtes Emploi (résultats obtenus après redressement. Champ : ménages avec au moins une personne salariée (les indépendants sont exclus du champ) ou personnes de moins de 60 ans. Lecture : la somme des poids relatifs figurant dans chaque tableau croisé est égale à 100; la diagonale (d) est égale à la somme des poids relatifs figurant sur la diagonale du tableau croisé homme/femme; la symétrie (s) est égale à la somme des poids relatifs figurant à droite de la diagonale moins la somme des poids relatifs figurant à gauche de la diagonale.
enquêtes Emploi (résultats obtenus après redressement.

La prise en compte du temps partiel entraîne un constat différent de celui réalisé précédemment à partir du tableau 6. Les situations identiques vis-à-vis de l’emploi pour les deux conjoints ont tendance à stagner et même à diminuer sur la période : en effet, la somme des poids relatifs figurant sur la diagonale de la matrice passe, en pourcentage, de 37,5% en 1982 à 37,2% en 1990 et à 34,9% en 1998. Au contraire, sans prendreen compte les heures travaillées, c’est-à-dire en regroupant les catégories "actif temps plein" + "actif temps partiel" + "autre actif "en une seule catégorie "actif occupé", et en distinguant uniquement "actif occupé" + "chômeur" + "inactif", cet indicateur augmente régulièrement sur la période, passant de 49,0% en 1982 à 54,2% en 1990 et à 57,1% en 1998.
La symétrie des situations vis-à-vis de l’emploi (différence entre la somme des poids relatifs situés à droite de la diagonale et la somme des poids relatifs situés à gauche de la diagonale) donne une mesure des inégalités homme-femme d’accès à l’emploi au sein du couple. Cet indicateur tend à diminuer (passant de 43,9% en 1982 à 34,7% en 1990 et 30,8% en 1998), traduisant une réduction des inégalités d’accès à l’emploi entre homme et femme au sein du couple. Ceci reflète principalement le fort accroissement de la participation féminine sur la période. On observe toutefois que cette participation se reporte davantage sur des emplois à temps partiel que pour les hommes (en 1998,14,4% des couples combinent un temps plein masculin et un temps partiel féminin, contre 0,9% de situation inverse).
Au total, l’augmentation de l’emploi à temps partiel (contraint ou pas) depuis la fin des années quatre-vingt modifie la lecture de la polarisation des rev enu s salariau x en France. En effet, l’accroissement de la valeur de l’indicateur d’Esteban-Ray résulte principalement de l’évolution des effectifs relatifs des groupes. Or, le phénomène ob servé dans le tableau 4 de concentration de l’activité dans certains ménages n’apparaît plus aussi clairement lorsqu’on tient compte de l’accroissement du temps partiel. L’effet de polarisation des revenus salariaux précédemment observé doit donc être nuancé.
 
Conclusion
 
 
En définitive, à l’issue de cette exploration des indicateurs synthétiques de polarisation, à quelle conclusion peut-on aboutir ? L’originalité indéniable de ces indicateurs n’efface sans doute pas les quelques doutes méthodologiques afférents à leur construction, ce qui nous incite à sérier la portée des enseignements que l’on peut en tirer. Sous toutes les réserves méthodologiques relatives à la construction et la portée de ces indicateurs, les résultats obtenus sont de deux ordres : on perçoit, au début des années quatre-vingt dix, un phénomène de bipolarisation des revenus salariaux autour de la médiane qui reflète au sens de Foster-Wolfson un effritement de la classe moyenne en France ; on met également en évidence, à partir de l’indicateur d’Esteban-Ray, un effet de la polarisation des emplois sur la polarisation des revenus salariaux. Ces résultats peuvent paraître à la fois “minces” et “abrupts” mais ne sont pas infirmés par les évolutions de la période récente 1995-2000.
Cette ambivalence provient pour partie de la construction même de ces indicateurs, “trop” synthétiques pour atteindre la dimension analytique souhaitée. Quel sens donner à la polarisation croissante des revenus salariaux dans les années quatre-vingt dix ? Ce phénomène révèle-t-il le renforcement d’un comportement d’appariement spécifique ? Les indicateurs, tels qu’ils sont construits, ne permettent pas de répondre à cette question, car ils ne renseignent pas sur les causes du phénomène qu’ils mettent en avant. Il semblerait, au contraire, que sur l’horizon temporel imposé par les données utilisées, l’homogamie sociale (au sens d’un appariement des situations individuelles au sein du couple, par âge, PCS, statut de l’emploi, niveau d’étude, etc.) soit restée assez inerte. Les phénomènes les plus perceptibles sont donc la montée des célibataires et l’accroissement de la participation féminine sur le marché du travail.
Doit-on conclure à la fragilité de la lecture délivrée par ces indicateurs ? La polarisation pose en effet des problèmes de définition de champ : définition des nomenclatures utilisées (définition du statut social) et constitution de groupes homogènes (au sens d’un sentiment d’appartenance au groupe). Alors que les indicateurs d’inégalités fournissent une mesure commode du bien-être social aux économistes, la notion de polarisation se situe encore à la frontière de l’éco nomique et du so ciolo gique. Aussi, l’application du terme de polarisation en économie gagnerait-elle à se rapprocher de l’étude du conflit social (cf. Esteban et Ray, 1999) ou, plus généralement, des interactions sociales, domaine qui connaît un récent regain d’intérêt parmi les économistes.
 
Annexe 1 : construction de l’indicateur de Foster-Wolfson
 
 
La mesure traditionnelle de la dispersion des revenus, au sens de l’indice de Gini, s’écrit :
où xi représente le revenu du ménage i – les ménages étant classés par ordre croissant – et x le revenu moyen. L’indicateur correspond au double de l’aire entre la bissectrice et la courbe de Lorenz. Il peut aussi s’écrire :
où L q( ) représente la part de revenu détenue par les q premiers quantiles de revenu. Selon l’indicateur de Gini, une distribution parfaitement égalitaire se caractérise par l’égalité L q q( ) = et donc par l’égalité des revenus.
L’indice de Gini respecte le principe de transfert de Pigou-Dalton, selon lequel l’inégalité mesurée se réduit lorsqu’un transfert est effectué d’un riche vers un pauvre, et inversement augmente en cas de transfert dans l’autre sens. Ce principe découle de la comparaison des courbes de Lorenz : une distribution de revenu est plus inégalitaire qu’une autre si la première se trouve au-dessous de la seconde, l’indice de Gini étant plus élevé dans le premier cas. Néanmoins, lorsque les deux courbes se croisent, il n’est pas toujours possible de trancher à l’aide de l’indice de Gini, car le critère de Lorenz ne conduit pas à conclure à plus ou moins d’inégalités.
Selon Wolfson (1997), les courbes de Lorenz ne permettent pas, dans le cas de la polarisation, d’établir un ordre partiel sur l’ensemble des distributions de revenus : une courbe de Lorenz correspondant à une distribution faiblement inégalitaire des revenus est située au-dessus d’une courbe traduisant une distribution fortement inégalitaire des revenus. Néanmoins, la position relative des deux courbes ne nous apprend pratiquement rien sur le degré de polarisation des distributions de revenus.
Le graphique A1 permet d’illustrer ce point (d’autres exemples de construction de courbes de Lorenz et de courbes de polarisation sont reportés en annexe 3). La courbe de Lorenz qui caractérise une distribution bi-modale des revenus (1) (50% de pauvres – percevant un même revenu x – et 50% de riches – ayant un revenu y x=2 ) se trouve en-dessous de la courbe de Lorenz qui caractérise une distribution des revenus pour laquelle 40% des individus ont un revenu égal au revenu médian m 30% des individus sont pauvres – touchant un revenu '=x m 2 – et 30% des individus sont riches – touchant un '=y m2 2( ). La distribution bi-modale des revenus est donc moins inégalitaire au sens de l’indice de Gini, mais elle est en revanche davantage polarisée.
Graphique A1
courbes de LorenzIMGIMGcourbes de LorenzIMGIMF
Une mesure de polarisation doit fournir une vision complémentaire sur les inégalités en décrivant la déformation de la distribution des revenus des ménages autour de la médiane. Dans cette perspective, des indicateurs simples de polarisation peuvent être calculés : par exemple, le rapport des proportions d’individus touchant entre X% et Y% du reven u m édi an (avec X Y< >100 100et ). L’indicateur de polarisation de Foster et Wolfson est plus original.
Reprenons le cas présenté précédemment. Foster et Wolfson proposent une transformation sur l’aire de la courbe de Lorenz qui permet, dans un premier temps, d’apprécier visuellement le degré de polarisation de la distribution des revenus. Dans le graphique A2, les courbes de polarisation (1) et (2) représentent respectivement le cas d’une distribution bi-modale – 50% des individus perçoivent un revenu x et les 50% restant ont un revenu y x> (le revenu médian est ( )x y+ 2) – et le cas d’une distribution avec une “classe moyenne” importante – 40% des individus ont un revenu égal au revenu médian. Le principe général de construction de ces “courbes de polarisation” s’expose de la manière suivante : sur l’axe des abscisses se situent les quantiles de revenu ; sur l’axe des ordonnées est reportée pour chaque quantile la valeur P ( )≥0 telle que :
où m x( ) est le revenu médian.
Le calcul de l’aire entre la “courbe de polarisation” et l’axe des abscisses exprime le degré de polarisation de la distribution. De cette manière, on peut rendre compte non seulement de la dispersion des revenus individuels autour de la médiane (écart entre le revenu de l’individu et le revenu médian), mais encore de la bi-modalité de la distribution des revenus – i.e. du poids relatif de la “classe moyenne” entendue comme la population ayant un revenu égal au revenu médian.
Graphique A2
courbes de polarisationIMGIMGcourbes de polarisationIMGIMF
On écrit dans un second temps l’indicateur de polarisation proposé par Foster et Wolfson ; celui-ci découle de la transformation réalisée sur l’aire de la courbe de Lorenz, notée
et opérée de la manière suivante :
L ( , )0 5 étant la part du revenu des 50% de ménages situés en-dessous de la médiane, m x( ) est le revenu médian et x est la moyenne. On obtient :
Sachant que
et pour n suffisamment grand, on peut écrire :
et
Finalement, l’indicateur de Foster-Wolfson s’écrit :
Cet indicateur nous donne une mesure de la dispersion des revenus autour de la médiane. Aussi, plus une part importante des revenus est éloignée de la médiane, plus l’indicateur de polarisation de Foster-Wolfson est élevé. Une absence de polarisation des revenus, comme d’ailleurs l’absence d’inégalités de revenu au sens de l’indice de Gini, se caractérise par l’égalité L q L P( ) ( , ).=* 0 5 prend ainsi la valeur minimale de 0 pour une distribution parfaitement égalitaire du revenu et une valeur de 0,25 pour une distribution “bi-modale” du revenu avec la moitié de la population percevant un revenu de 0 et l’autre moitié un revenu égal à 2 fois la moyenne. Afin de rendre cet indicateur comparable à l’indicateur de Gini (i.e. sur un intervalle compris entre 0 et 1), Foster et Wolfson adoptent l’indicateur de polarisation : P P=* 4.
L’indicateur de Foster-Wolfson s’écrit donc finalement :
 
Annexe 2 : la généralisation de l’indice de polarisation de Foster-Wolfson
 
 
Dans une contribution récente, Wang et Tsui (2000) proposent une généralisation de l’approche de Foster et Wolfson. Les auteurs font remarquer que la mesure de polarisation proposée par Foster et Wolfson (cf. annexe 1) peut aussi s’écrire :
avec
si n est pair ;
si n est impair.
Wang et Tsui démontrent alors qu’une mesure de polarisation qui satisfait les deux critères de dispersion par rapport à la médiane et de bi-polarité doit vérifier nécessairement :
 
Annexe 3 : courbes de Lorenz et courbes de polarisation
 
 
Nous présentons trois cas de distributions des revenus pour la construction de courbes de Lorenz et de courbes de polarisation.
Dans le cas 1, le critère de Lorenz ne permet pas de conclure à plus ou moins d’inégalités car les courbes de Lorenz se croisent. En revanche, la courbe de polarisation correspondant à la distribution bi-modale des revenus (1) est au-dessus de la courbe (2) et correspond à une distribution plus polarisée.
Dans le cas 2, c’est l’inverse que l’on observe. Il est en effet possible de conclure à davantage d’inégalités pour la distribution (2) mais pas à davantage de polarisation, dans la mesure où les courbes de polarisation se croisent. Par conséquent, les deux critères apparaissent comme complémentaires.
Le cas 3 permet de montrer l’indépendance des classements obtenus à partir des courbes de Lorenz et des courbes de polarisation. En effet, la distribution (2) est plus inégalitaire que la distribution (1), mais aussi moins polarisée que la distribution (1). Ainsi, tout transfert de revenu d’un individu riche vers un individu plus pauvre, lorsqu’il a lieu d’un côté ou d’un autre de la position médiane, réduit les inégalités mais accroît la polarisation. Dans ce sens, le principe de transfert de Pigou-Dalton est étranger au concept de polarisation ; en d’autres termes, polarisation et inégalités sont des concepts distincts.
Cas 1 :
  • distribution bi-modale des revenus (1) : 50% de pauvres –touchant un même revenu x– et 50% de riches – touchant un revenu y x=2;
  • distribution (2) : 40% des individus ont un revenu égal au revenu médian m, 30% des individus sont pauvres–touchant un revenu '=x m 2 – et 30% des individus sont riches –touchant un revenu '=y m3 2.
Courbes de Lorenz IMGIMGCourbes de Lorenz IMGIMF
Courbes de polarisation IMGIMGCourbes de polarisation IMGIMF
Cas 2 :
  • Idem (1).
  • distribution (2) : 40% des individus ont un revenu égal au revenu médian m, 30% des individus sont pauvres–touchant un revenu '=x m 2 – et 30% des individus sont riches – touchant un revenu '=y m2.
Courbes de Lorenz IMGIMGCourbes de Lorenz IMGIMF
Courbes de polarisation IMGIMGCourbes de polarisation IMGIMF
Cas 3 :
  • distribution (1) : 40% des individus ont un revenu égal au revenu médian m, 30% des individus sont pauvres–touchant un revenu '=x m 2 – et 30% des individus sont riches –touchant un revenu '=y m2.
  • distribution (2) : 60% des individus ont un revenu égal au revenu médian m, 20% des individus sont pauvres–touchant un revenu '=x m 4 – et 20% des individus sont riches –touchant un revenu '=y m5 2.
Courbes de Lorenz IMGIMGCourbes de Lorenz IMGIMF
Courbes de polarisation IMGIMGCourbes de polarisation IMGIMF
 
Annexe 4 : la mesure de la polarisation d’Esteban-Ray
 
 
Esteban et Ray considèrent des groupes d’individus notés i et j n∈ [ , ]0. En appliquant la formule générale de leur indicateur, les auteurs montrent que les définitions suivantes des fonctions permettent de satisfaire aux différents axiomes relatifs au concept de polarisation :
  • a x x K x x i j i j ( ( , ))δ = - où K est une constante ; l’aliénation entre deux groupes i et j est supposée symétrique ;
  • Ii i ( )Ï€ πα =, ave c α ∈ [ ; , ]0 1 6 [5]; le sent im ent d’appartenance (ou d’identification) à un groupe croît moins que proportionnellement au poids relatif de ce groupe dans la population lorsque α <1et plus que proportionnellement lorsque α >1. Lorsque α = 0, le sentiment d’appartenance reste constant quel que soit le poids relatif du groupe ;
  • T I a I a( , ) .=; l’antagonisme du groupe i par rapport à tout autre groupe j est d’autant plus fort que les poids relatifs des groupes i et j sont élevés et que la distance intergroupe est grande.
L’indicateur s’écrit finalement :
où Ï€i et Ï€j sont les effectifs (ou les poids relatifs) des groupes i et j, xi et xj les revenus moyens de chacun de ces groupes, les paramètres K et α désignant les paramètres retenus pour caractériser la polarisation.
On peut noter que pour
, où n est le nombre n x2 d’individus dans la population totale, on obtient un indice de Gini (i.e. une mesure d’inégalité intergroupe), exprimé comme la demi-moyenne pondérée des écarts absolus entre toutes les paires de groupes. Ainsi, le paramètre K permet de considérer l’indicateur de polarisation d’Esteban-Ray comme un indice relatif, ne dépendant ni de la taille des populations, ni du revenu absolu des différents groupes. Le paramètre α est en revanche plus difficile à interpréter, puisqu’il renvoie au degré de “sensibilité à la polarisation” de la population considérée. Or, comme nous l’avons fait remarquer précédemment lors de la présentation des pri nci pes de const it ut io n d e group es, l e de gré d’homogénéité d’un groupe doit refléter un “sentiment d’appartenance” qui est difficile à quantifier a priori. À la limite, lorsque α = 0, les groupes sont supposés être parfaitement homogènes et la polarisation est maximale. Mais quelle valeur donner à ce paramètre ? Comme on le verra dans l’application effectuée, une des difficultés de mise en œuvre de cet indicateur est sa sensibilité au niveau du paramètre α retenu.
 
Annexe 5 : sensibilité de l’indice de polarisation au choix d’une échelle d’équivalence
 
 
Pour faciliter la lecture des résultats, nous rapportons les revenus du ménage aux unités de consommation. Si l’on ne procède pas à cette opération, il est difficile de donner un sens au concept de polarisation. En effet, du fait de l’augmentation du nombre relatif de certains types de ménages (familles monoparentales et personnes seules, cf. tableaux A2 et A3), on a une bi-polarisation entre isolés d’une part et couples d’autre part ; cette situation a pour conséquence de masquer les effets des autres déterminants de la polarisation (situation dans l’emploi, salaire, profession et niveau d’étude). Mesurer un revenu équivalent permet donc de revenir à une catégorisation plus standard, en termes de niveau de vie, différenciant les “riches” d’un côté et les “pauvres” de l’autre côté.
L’échelle d’équivalence retenue est celle de l’Insee (cf. Hourriez et Olier, 1997). Nous montrons dans le tableau A1 que l’utilisation de cette échelle d’équivalence gomme en partie l’effet de l’augmentation relative du nombre de familles monoparentales et de personnes seules.

Tableau A1
évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray selon le type de ménage (revenu disponible du ménage)
IMGIMGTableau A1 : évolution de l’indice d...IMGIMF
Tableau A1 : évolution de l’indice de polarisation d’Esteban-Ray selon le type de ménage (revenu disponible du ménage) α = 0 Evolution de l’indice Echelle 79-84 84-89 89-95 Aucune + 0,417 + 0,054 + 0,195 Insee - 0,070 - 0,026 + 0,027 α = 0 Effet écart de revenu Echelle 79-84 84-89 89-95 Aucune + 0,166 + 0,056 + 0,080 Insee - 0,099 - 0,026 + 0,044 α = 0 Effet poids Echelle 79-84 84-89 89-95 Aucune + 0,251 - 0,002 + 0,115 Insee + 0,028 0 - 0,017 Source : enquêtes Budget des familles Lecture : la déformation dans le temps des groupes constitués selon le type de ménage a un effet important sur l’évolution de l’indice de polarisation. Afin de réduire ces variations, on rapporte le revenu aux unités de consommation du ménage.
enquêtes Budget des familles

 
Annexe 6 : les enquêtes utilisées
 
 
L’un des problèmes rencontrés concerne le choix des bases de données françaises sur les revenus et l’emploi individuel. En effet, aucune des deux sources Enquêtes Emploi et Budget des familles ne donne d’informations détaillées à la fois sur les revenus et sur la situation dans l’emploi. Le mode de déclaration des salaires dans les enquêtes Emploi laisse présager d’importantes erreurs de mesure (les questions sur le salaire des personnes n’apparaissent pas dans un module séparé, comme c’est le cas dans les enquêtes Budget des familles et elles ne font en outre l’objet d’aucune précaution particulière) ; de plus, la déclaration du montant mensuel de salaire perçu individuellement apparaît en clair seulement à partir de 1990 et en tranche avant. Cette raison a motivé le choix des enquêtes Budget des familles (1979-84-89-95-2000) pour apprécier les revenus des ménages. Malheureusement, dans cette source, les heures travaillées ne sont pas déclarées, la distinction temps partiel/temps complet n’apparaissant qu’à partir de 1995.
La source
L’étude est fondée sur l’exploitation des enquêtes Budget des familles de l’Insee. Ce type d’enquête nous permet d’avoir à la fois des informations sur la situation dans l’emploi et les revenus d’activité des personnes du ménage.
Le champ
L’étude porte sur l’ensemble des ménages pour lesquels la personne de référence ou son conjoint (dans le cas des couples) touche un salaire (le choix a été fait de n’imputer aucun salaire fictif aux personnes non employées) ou est en mesure de toucher un salaire. Les ménages avec indépendants sont exclus du champ. L’élargissement de la population aux ménages d’inactifs ou de chômeurs concerne les ménages pour lesquels au moins un des membres est en mesure de toucher un salaire, à savoir : les ménages où au moins une des personnes du couple (ou la personne seule) se déclare active; les ménages pour lesquels la personne de référence et son conjoint sont en situation d’inactivité mais potentiellement employables, c’est-à-dire que leur âge n’excède pas 60 ans et qu’ils ne déclarent pas être à la retraite. Sont exclus du champ :
  • les couples où l’homme et la femme sont en situation d’inactivité et où la personne de référence est à la retraite ou a plus de 60 ans ;
  • les personnes seules et les ménages monoparentaux où la personne de référence est à la retraite ou bien est inactive et a plus de 60 ans.
Enfin, afin de filtrer l’échantillon, nous avons retenu les seuls ménages dont le revenu salarial était inférieur au dernier centile.
Revenus salariaux et autres variables
L’étude portant sur les inégalités de revenu salarial des ménages, se pose le problème de la prise en compte des échelles d’équivalence (voir Gottchalk et Smeeding, 1997). Nous avons donc retenu les pondérations suivantes : 1 pour le premier adulte, 0,5 pour les suivants et 0,3 par enfant (échelle Insee). On retient ainsi un revenu salarial par unité de consommation.
Les variables utilisées, autres que le revenu, concernent :
  • le type de ménage (couples, ménages monoparentaux, personnes seules, autres cas) ;
  • la situation de la personne au sein du ménage (personne de référence, conjoint) ;
  • la situation de la personne dans l’emploi (actifs occupés, chômeurs, inactifs) ;
  • le type d’emploi (salarié) ;
  • la catégorie socioprofessionnelle ;
  • le niveau de diplôme.
Nous avons également retenu dans l’étude un coefficient de redressement relatif à chaque ménage.

Tableau A2
types de ménages dans les enquêtes Budget des familles*
IMGIMGTableau A2 : types de ménages dans l...IMGIMF
Tableau A2 : types de ménages dans les enquêtes Budget des familles* “Personnes seules” “Famillesmonoparentales” “Couples sansenfant” “Couples avec enfants” “Autres cas” 1989 Célibataires employés 75,6 24,4 Célibataires non employés 68,3 31,7 Couples (0,0) 41,1 58,9 Couples (1,0) 28,8 71,2 Couples (1,1) 25,9 74,1 Autres 100,0 1995 Célibataires employés 74,8 25,2 Célibataires non employés 72,5 27,5 Couples (0,0) 43,1 56,9 Couples (1,0) 28,1 71,9 Couples (1,1) 24,4 75,6 Autres 100,0 * en pourcentage du total des ménages.


Tableau A3
types de ménages dans les enquêtes emploi*
IMGIMGTableau A3 : types de ménages dans l...IMGIMF
Tableau A3 : types de ménages dans les enquêtes emploi* "Ménages d'une "Familles "Couples "Couples "Ménages de plus d'une seule personne" monoparentales" sans enfant" avec enfants" personne, sans famille" 1990 Célibataires employés 71,9 28,1 Célibataires non employés 66,1 33,9 Couples (0,0) 40,2 59,8 Couples (1,0) 25,9 74,1 Couples (1,1) 28,7 73,3 Autres 100,0 1998 Célibataires employés 72,8 27,2 Célibataires non employés 73,7 26,3 Couples (0,0) 40,7 59,3 Couples (1,0) 30,3 69,7 Couples (1,1) 27,6 72,4 Autres 100,0 * en pourcentage du total des ménages.

 
BIBLIOGRAPHIE
 
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·  Lemel Y. (1991). Stratification et mobilité sociale, Armand Colin, Paris.
·  Wang Y.Q. et Tsui K.-Y. (2000). “Polarization Orderings and New Classes of Polarization Indices”, Journal of Public Economic Theory, 2 (3), pp. 349-363.
·  Wolfson M.C. (1 994). “When Inequalities Diverge”, American Economic Review, May, pp. 353-358.
·  Wolfson M.C. (1997). “Divergent Inequalities - Theory and Empirical Results”, Review of Income and Wealth, December, pp. 401-421.
 
NOTES
 
[(*)]Direction de la Prévision, bureau des Études Fiscales E-mail : ddamien. echevin@ dp. finances. gouv. fr
[(**)] LED, Université de Paris 8, MATISSE et DREES - MiRe
[(1)]Définir le degré de sensibilité de l’indice de polarisation en affectant des poids différents aux individus peut s’avérer particulièrement pertinent si l’on désire caractériser la déformation de la distribution aux extrémités de la distribution des revenus. Dans une société comme la France où la classe moyenne est importante, il est en effet difficile de mettre en évidence sur une période relativement courte une bi-polarisation de la société à l’aide de simples histogrammes fins (ou à partir d’une représentation plus élaborée comme le “strobiloïde” de Chauvel, 1995). Par ailleurs, pour une analyse plus fine de la distribution des revenus, il est possible de faire appel aux méthodes non-paramétriques du noyau qui permettent de mettre en évidence les différents modes de la distribution; ce type de méthode est particulièrement pertinent dans le cadre plus général proposé par Esteban et Ray (1994). Cependant, ces techniques sont très sensibles au choix de la taille de la fenêtre : lorsque celle-ci varie, des modes peuvent être générés aléatoirement. Or, les mesures de polarisation sont singulièrement sensibles au nombre de modes et à leur emplacement dans la distribution. Il convient donc d’être très prudent lorsqu’on utilise ces techniques particulières pour rendre compte du degré de polarisation d’une distribution.
[(2)]Pour une illustration du principe d’aliénation à l’analyse des conflits, cf. Esteban-Ray (1999).
[(3)]Notons que lorsque l’antagonisme inter-groupe est supposé symétrique, une distribution parfaitement bi-modale rend la polarisation maximum dans la société (cf. Esteban et Ray (1994), pp 837-838).
[(4)]Notons que lorsqu’on pose α = 0 et que l’on prend l’écart entre les revenus relatifs des différents groupes, l’indicateur d’Esteban-Ray, qui s’écrit , correspond, à une constante près, à un indice de Gini inter-groupe.
[(5)]Cf. Esteban et Ray (1994) pp 833-834. Cette condition sur α permet de satisfaire à l’ensemble des trois axiomes précédemment cités. On notera que la réunion de deux groupes, sans forcément faire augmenter la dispersion des revenus, accroît la polarisation si et seulement si α > 0; de plus, lorsqu’α diminue, la polarisation est davantage déterminée par la déformation des poids relatifs des sous-groupes. Inversement, la notion de groupe s’amenuise au fur et à mesure qu’α augmente (d’où la nécessité de donner une valeur pas trop élevée à α).
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