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Approche par frontière de gains sur données appariées marocaines et tunisiennes

AuteurChristophe Nordman[*][*] TEAM, Université Paris I Panthéon-Sorbonne et CNRS. Email :...
suite du même auteur

La persistance de différentiels de gains pour des individus à caractéristiques productives identiques est reconnue comme un fait stylisé important du marché du travail. Des différentiels de gains non compensés par les caractéristiques individuelles ont ainsi été relevés à de nombreuses reprises par des études empiriques[1][1] Voir notamment Krueger et Summers [1988], Abowd, Kramarz...
suite. Ainsi, des travailleurs à caractéristiques mesurables comparables peuvent gagner des salaires très différents, ceci dépendant de leur industrie ou de leur entreprise. Pourtant, rares sont les données permettant de mettre en évidence des différences de gains interentreprises. Les analyses traditionnelles, faute de données identifiant les individus à leur entreprise, n’ont pu que imparfaitement contrôler les effets de l’employeur sur les gains. Ce n’est qu’au début des années 1990 que des données combinant les caractéristiques des employeurs à celles des employés ont vu le jour.

2 Les données marocaines et tunisiennes proposées ici sont de cette nature[2][2] Ces enquêtes ont été réalisées par l’auteur entre...
suite. Elles offrent des informations précises, à la fois sur les salariés et sur les entreprises qui les emploient. Grâce à cette double dimension, l’article s’attache à souligner le rôle des facteurs organisationnels des entreprises dans l’existence des différences de gains entre travailleurs semblables d’entreprises distinctes. Les formes d’organisation du travail peuvent jouer un rôle sur les potentialités individuelles en acquisition de capital humain dans l’entreprise. Nous nous proposons alors d’introduire explicitement dans une fonction de gains les caractéristiques organisationnelles et un indicateur du capital humain moyen des entreprises :

• le capital humain peut constituer une source d’externalité positive. Un travailleur d’une qualification donnée serait plus productif et donc mieux rémunéré dans un environnement fortement doté en capital humain. Différentes études ont tenté de séparer les effets externes du groupe ou du secteur dans lequel les individus évoluent des effets proprement individuels sur les différentiels de gains[3][3] L’ajout de variables moyennes dans des fonctions de gains,...
  suite. L’externalité du capital humain d’une entreprise mérite ainsi d’être prise en compte. Nous nous efforcerons de dégager l’apport de la forme organisationnelle du travail à la diffusion du capital humain. Pour la première fois, la spécification met en évidence l’existence d’effets externes du capital humain différenciés selon les conditions de travail, la structure d’encadrement et la flexibilité des tâches ;
  
• les théories alternatives à l’approche traditionnelle montrent que les différentiels de gains interentreprises reflètent des différences de salaires non compensatrices et, par exemple, une volonté délibérée des employeurs de payer leurs employés à un taux de salaire supérieur à celui qui prévaudrait sur un marché concurrentiel (théories du salaire d’efficience). Cet article teste ainsi l’existence de compensations salariales entre les travailleurs marocains et tunisiens liées aux attributs de leur poste et à leurs conditions de travail. Nous vérifions que les différentiels de gains interentreprises des employés tunisiens persistent une fois prises en compte leurs conditions de travail dans les régressions. Dans ce cas, on peut conclure que des compensations de salaires ne peuvent expliquer les différentiels de gains interentreprises. Les théories non compétitives détiendraient alors un bon pouvoir explicatif quant à la présence d’effets d’entreprise sur les gains.
  

3 L’approche économétrique repose sur l’estimation d’une frontière de gains. Cette notion signifie que, après contrôle de l’effet de l’employeur et des facteurs organisationnels sur la rémunération, les employés ont un salaire se trouvant au-dessus ou au-dessous d’une frontière. Dans les pays étudiés, notamment au Maroc, on montre que l’écart résiduel (ou l’« inefficience salariale » propre à l’employé) peut s’interpréter par l’existence d’une discrimination salariale pratiquée à l’encontre des travailleurs peu éduqués et dont la formation est inadaptée à l’emploi.

4 Au Maroc et en Tunisie, l’amélioration du capital humain – par la formation dans l’entreprise notamment – constitue désormais un préalable à tout progrès en matière de productivité et de qualité des produits exportés, en particulier dans les industries manufacturières. Les principaux résultats soulignent qu’un individu travaillant en groupe bénéficie sur le plan salarial de l’éducation d’autrui. Une rotation des postes favorise cet effet externe. De même, un nombre élevé d’échelons d’encadrement stimule la diffusion du capital humain.

5 La méthode d’estimation est d’abord exposée. Une seconde section présente brièvement les données et une troisième commente les résultats.

FRONTIÈRE DE GAINS

Différentiels de gains et diffusion du capital humain

6 Le « salaire potentiel » d’un travailleur correspond au maximum qu’il peut percevoir à caractéristiques individuelles données (Hofler et Murphy [1992]). Bien que des individus identiques aient un salaire potentiel égal, leur salaire réel, versé par l’employeur, peut varier entre eux en raison de la nature du processus de diffusion du capital humain et de la pratique salariale spécifique dans leur entreprise. Si l’on contrôle l’effet de l’employeur sur la rémunération, la différence entre le salaire potentiel et un salaire perçu inférieur peut être minimisée par de meilleures voies de diffusion des connaissances. Le problème est que si le salaire reçu par un travailleur est observable, le salaire maximal qu’il pourrait obtenir ne l’est pas directement. L’estimation d’une frontière stochastique constitue une solution simple.

La spécification économétrique

7 Considérons un individu i travaillant dans une entreprise j avec un gain Y_ij. On définit par D_j les « effets externes » de l’entreprise j sur le salaire du travailleur. Son gain dépend donc de ses caractéristiques productives observables, X_i, ainsi que des effets D_j :

β et δ sont des coefficients associés aux caractéristiques des individus i et aux effets externes de l’entreprise j. ε_ij est un terme aléatoire.

8 Dans la logique du modèle d’externalité du capital humain de R. Lucas, D_j est une fonction du capital humain moyen des individus i dans les entreprises j et de certaines caractéristiques des entreprises (les conditions de travail). Ces variables pourront interagir pour traduire les formes d’organisation et les mécanismes grâce auxquels les connaissances sont susceptibles de se transmettre entre les travailleurs, d’agir sur leur productivité et, par extension, sur leurs gains.

9 En outre, l’effet de la pratique salariale spécifique de l’employeur peut être capté par des effets fixes d’entreprise (Υ_j ). La spécification à estimer devient : ou ε ij=uij + η i Z_ij est un vecteur contenant un indicateur du capital humain de l’entreprise (l’éducation moyenne) et un ensemble de facteurs organisationnels pouvant influencer la diffusion du capital humain – par exemple les caractéristiques des postes (chaîne ou équipe), le taux de supervision, la polyvalence ou l’autonomie des employés –, ainsi que certaines propriétés de l’entreprise j (politique de communication, innovations, taille, concurrence). Les coefficients φ associés aux effets fixes Υ_j reflètent les différentiels de gains interentreprises.

10 La spécification des termes d’erreur a la forme générale des frontières stochastiques développées par Aigner, Lovell et Schmidt [1977] : u_ij est un terme aléatoire symétrique normalement distribué ( u_ij → N ( 0,1 ) ) et η_i ∈ ( − ∞, 0 ) est un résidu non symétrique. Après contrôle des effets de la demande de travail sur la rémunération, les travailleurs ont un salaire se trouvant au-dessus ou au-dessous de la frontière. Le terme résiduel η_i (supposé négatif) s’interprète alors comme une « inefficience salariale » propre à l’employé, puisqu’il représente le différentiel entre le salaire qu’il pourrait obtenir (sa productivité marginale) et le salaire qu’il perçoit effectivement. On peut justifier ces termes d’erreur en s’appuyant sur la littérature traitant de la discrimination statistique (Robinson et Wunnava [1989])[1][1] L’inefficience salariale individuelle pourrait traduire...
suite ou sur la théorie du job search (Hofler et Murphy [1992]).

11 Pour écrire la fonction de vraisemblance, il faut supposer une distribution de probabilité pour le terme non symétrique η_i. Comme Daneshvary et al. [1992] et Polachek et Yoon [1996], je retiens une loi exponentielle, de densité f ( η )=exp ( − η/ς_η ) /ς_η, de moyenne ς_η et de variance ς_η2. Cette fonction est reproduite dans Aigner et al. [1977]. Suivant la méthode de Jondrow et al. [1982], nous estimons ce terme η_i pour chaque individu, ce qui permet d’étudier sa répartition selon certains critères (pays, secteur d’activité, sexe, éducation, ancienneté).

LES DONNÉES DES ENQUÊTES

12 Les données appariées ont été recueillies par l’auteur entre 1997 et 2000 grâce à des questionnaires adressés aux employés et aux employeurs dans les entreprises[1][1] Voir Nordman [2000,2002]. La définition des variables est...
suite. Elles ont un nombre non cylindré d’observations et concernent huit entreprises dans chaque pays : quatre du secteur du textile-habillement et quatre des industries mécaniques, métallurgiques, électriques et électroniques ( IMMEE ). L’effectif moyen des établissements est de 180 salariés (130 pour le Maroc et 230 pour la Tunisie). Les entreprises étaient situées en milieu urbain (Casablanca, Tanger et Tunis).

13 L’échantillon d’employés marocains est de 203 personnes, dont 50,2 % appartiennent au secteur des textiles et 49,8 % à celui des IMMEE. L’échantillon tunisien est de 231 personnes, dont 54,1 % du secteur des textiles et 45,9 % des IMMEE. Les salaires mensuels moyens déclarés des employés marocains et tunisiens s’élèvent respectivement à 279,9 et 276,8 dollars US de 1998.

14 En plus des informations disponibles pour chaque entreprise (tableau 2 de l’annexe), une variable moyenne de capital humain a été créée. L’éducation moyenne des individus est retenue pour cet indicateur. La variable EDUCM est calculée en excluant la contribution de l’individu à la moyenne de son entreprise. Cette correction est conforme à l’idée d’effet externe : à chaque individu est assignée une moyenne du capital humain « ambiant » de son environnement professionnel.

RÉSULTATS

15 Les estimations sont réalisées sur un échantillon joint Maroc-Tunisie, afin d’améliorer la convergence des estimateurs. Les caractéristiques des entreprises n’ont pas été introduites seules dans les régressions parce que leurs effets ne peuvent être distingués de ceux des effets fixes Υ_j. Par conséquent, elles agissent sous la forme d’une interaction avec la variable moyenne d’éducation pour recouvrer une variabilité individuelle intra-entreprise et aussi pour les considérations théoriques exposées plus haut. L’effet externe du capital humain a été différencié selon le type de poste des employés : la variable moyenne interagit aussi avec des indicatrices d’un travail à la chaîne ou en équipe, la référence mesurant un individu travaillant seul et de façon complètement autonome.

16 Le tableau 1 présente les estimations d’une spécification incorporant les effets fixes d’entreprise Υ_j sans les Z_ij (colonne a) et d’une spécification introduisant l’ensemble de ces régresseurs (colonne b). Un test fondé sur le rapport de vraisemblance indique que, au seuil de 1 %, on doit préférer la deuxième spécification. L’introduction des caractéristiques d’entreprises et des conditions de travail améliore donc le pouvoir explicatif du modèle.

17 Le test du rapport de vraisemblance indique que l’estimation par la méthode du maximum de vraisemblance ( MMV ) doit être préférée à celle par les MCO (rejet de l’hypothèse de nullité de η_i au seuil de 1 %), ce qui signifie que le salaire moyen perçu diffère du salaire moyen potentiel.

Tableau 1. - Estimation de la frontière de gains avec effets fixes d’entreprise et effets

18 L’éducation moyenne dans l’entreprise interagit positivement (significative à 5 %) avec les indicatrices du type de poste de l’employé ( CHAINE et EQUIPE ). En revanche, la variable moyenne d’éducation, introduite seule, n’a pas un effet significativement différent de zéro sur les gains. Ce résultat justifie l’idée selon laquelle un individu travaillant en groupe peut bénéficier du capital humain d’autrui, ce qui se répercute sur son salaire.

19 POLYVALENCE interagit positivement et significativement avec l’éducation moyenne de l’entreprise, indiquant que l’effet de celle-ci sur le salaire est plus élevé lorsque l’employeur a déclaré l’existence d’un système de rotation des salariés sur différents postes[1][1] Pour s’assurer de ce résultat, nous avons effectué la...
suite. La rotation des postes stimulerait donc l’échange d’information entre les salariés et l’acquisition de capital humain grâce à l’éducation « ambiante ». En revanche, l’interaction de la variable COMMUNICATION avec EDUCM n’a pas un effet significativement différent de zéro. Cela corrobore l’idée selon laquelle, afin d’optimiser la diffusion du savoir, il est préférable d’instaurer un système de rotation de la main-d’œuvre plutôt que de diffuser constamment de façon écrite les règles et les procédures à suivre.

20 L’interaction de la variable ÉCHELON avec l’éducation moyenne joue positivement : un nombre élevé d’échelons d’encadrement favoriserait la diffusion du capital humain grâce à l’éducation. Ce résultat met sans doute en exergue la faiblesse des taux d’encadrement des entreprises, constatée notamment au Maroc par la Banque mondiale [1994,1999]. Les entreprises marocaines pourraient valoriser davantage leurs ressources humaines en introduisant des échelons intermédiaires supplémentaires entre le directeur et l’ouvrier – des encadrants techniques – de façon à combler l’écart entre les ouvriers non qualifiés (souvent analphabètes) et qualifiés (de niveau d’étude technique ou supérieur fréquemment). Le taux de supervision, en revanche, interagit de façon significative (à 10 %) mais négativement avec l’éducation moyenne de l’entreprise. Ce résultat signifie que l’on ne peut rejeter l’hypothèse d’un arbitrage entre un contrôle hiérarchisé et l’instauration de salaires élevés.

21 Le tableau 2 rassemble les estimateurs φˆ des différentiels de gains interentreprises avec et sans contrôle pour les conditions de travail des employés. Les résultats indiquent que la prise en compte des conditions de travail des employés diminue à la fois la dispersion et la significativité des coefficients affectés aux effets fixes d’entreprise Υ_j. D’ailleurs, avec ce contrôle dans le cas marocain, aucun effet fixe n’est plus significatif au seuil de 10 %, alors que beaucoup d’entre eux l’étaient avant l’introduction de ces variables. Autrement dit, pour les entreprises étudiées, une fois prises en compte les caractéristiques individuelles, la variance des gains des Marocains s’expliquerait essentiellement par des compensations de salaire pour les attributs des postes et les conditions de travail. Le cas tunisien atteste au contraire une persistance des effets, même si l’ampleur des différentiels de gains interentreprises est aussi largement entamée. Ces résultats sont compatibles avec les prédictions des théories justifiant l’existence de salaires compensateurs. Cependant, si le cas marocain écarte à l’évidence l’hypothèse d’un salaire d’efficience, les pratiques salariales des employeurs tunisiens restent visibles et pourraient bien être expliquées par des approches alternatives à l’interprétation traditionnelle de la dispersion des salaires.

Tableau 2. - Différentiels de gains interentreprises avec

22 Le tableau 3 présente la répartition moyenne – selon les pays, les secteurs (textiles et IMMEE ), l’éducation et l’ancienneté – des « inefficiences salariales » propres aux employés (η_i, le terme d’erreur par rapport à la frontière de gains). Un test d’égalité des moyennes selon les catégories ( t -test) ainsi que le test de Wilcoxon sur la somme des rangs – testant l’identité des distributions des inefficiences selon les groupes d’employés – ont été pratiqués. Le t -test n’indique pas de différences significatives entre les moyennes des inefficiences salariales des employés tunisiens et marocains toutes catégories confondues (colonnes 2 et 3). L’inefficience salariale moyenne des travailleurs varie en revanche selon le niveau d’étude atteint. Dans le cas marocain (colonne 2), l’inefficience salariale diminue au fur et à mesure que le niveau d’éducation augmente (les différences de moyennes étant statistiquement significatives à 5 % entre le secondaire et le supérieur). On ne peut donc rejeter l’hypothèse selon laquelle les travailleurs marocains peu éduqués ont un salaire se situant plus loin en moyenne de leur salaire frontière que leurs homologues plus éduqués. Ce résultat pourrait témoigner d’une discrimination salariale à l’encontre des travailleurs non qualifiés. Pour les Tunisiens néanmoins (colonne 3), l’éducation a des effets moins nets sur l’inefficience salariale.

Tableau 3. - Répartition moyenne par catégories de l’inefficience salariale propre

23 Les individus possédant un diplôme technique non appliqué à leur emploi émettent un « mauvais signal » puisque leur inefficience salariale est plus élevée en moyenne que celle des employés ayant un diplôme en rapport avec le poste occupé. L’inefficience salariale traduit donc aussi une inadaptation de la formation du travailleur à l’emploi.

24 L’inefficience salariale est enfin significativement plus importante pour les employés se trouvant dans leur première année d’ancienneté (colonnes 1,2 et 3). On retrouve ici une prédiction théorique classique selon laquelle les individus en début de carrière sont payés en dessous de leur productivité marginale (Lazear [1981]).

CONCLUSION

25 Cet article a proposé l’estimation d’une frontière de gains incluant de nouveaux déterminants et permettant d’isoler dans le résidu un terme d’« inefficience salariale » individuelle. Les résultats montrent qu’un individu travaillant en groupe bénéficie sur le plan salarial de l’éducation d’autrui. Une rotation des postes favorise cet effet externe. Un nombre élevé d’échelons d’encadrement stimule également la diffusion du capital humain.

26 Les estimations testent l’existence de différentiels de gains non compensateurs entre les individus. La variance des gains des Marocains s’expliquerait essentiellement par des compensations de salaire pour les attributs des postes et les conditions de travail. Si le cas marocain semble corroborer les théories compétitives de la dispersion des gains individuels, les pratiques salariales des employeurs tunisiens pourraient être justifiées par l’instauration d’un salaire d’efficience.

27 Dans le cas marocain, une analyse de la répartition moyenne des inefficiences salariales individuelles montre qu’il existerait une discrimination salariale à l’encontre des travailleurs peu éduqués. Ce résultat peut s’expliquer par la forte proportion au Maroc de diplômés au chômage. Ces derniers pourraient comprimer les gains des moins qualifiés parce qu’ils se verraient dans l’obligation de revoir à la baisse leur prétention salariale. Par ailleurs, dans les deux cas étudiés, on confirme une prédiction théorique classique selon laquelle les individus en début de carrière sont payés en dessous de leur productivité marginale.

Annexe

ANNEXE

Tableau 1. - Définition des variables individuelles utilisées dans les régressions

Tableau 2. - Définition des variables d’entreprises utilisées

Bibliographie

RÉFÉRENCES BIBLIOGRAPHIQUES

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Notes

[ * ] TEAM, Université Paris I Panthéon-Sorbonne et CNRS. Email : cchristophe. nordman@ univ-paris1. fr. Je remercie Marie-Claire Villeval, David Margolis et Marc Gurgand pour leurs remarques et leurs suggestions.

[1] Voir notamment Krueger et Summers [1988], Abowd, Kramarz et Margolis [1999] et Goux et Maurin [1999].

[2] Ces enquêtes ont été réalisées par l’auteur entre 1997 et 2000 dans des secteurs manufacturiers.

[3] L’ajout de variables moyennes dans des fonctions de gains, après contrôle des caractéristiques individuelles, a été entrepris notamment par Dickens et Katz [1987], Krueger et Summers [1988], Blanchflower et Oswald [1994] ou Chennouf, Lévy-Garboua et Montmarquette [1997].

[1] L’inefficience salariale individuelle pourrait traduire une aversion au risque des employeurs par rapport à la qualité des employés. Les premiers établiraient les salaires non seulement en fonction des compétences attendues des seconds, mais aussi de façon à minimiser les préjudices supposés être portés à l’entreprise. Le salaire versé serait ainsi diminué de ce risque que l’employeur mesure comme la variance de la vraie compétence du groupe auquel l’employé appartient.

[1] Voir Nordman [2000,2002]. La définition des variables est en annexe.

[1] Pour s’assurer de ce résultat, nous avons effectué la même régression que ( b ) mais sans l’introduction des effets fixes d’entreprise (non présentée ici) de façon à pouvoir introduire les caractéristiques d’entreprise seules. Cela permet de tester l’effet simple de POLYVALENCE sur les gains à côté de son interaction avec EDUCM : son effet est significatif (à 5 %) et négatif, alors que l’effet d’interaction avec la variable d’éducation moyenne reste significatif (à 1 %) et positif.

Résumé

Cet article propose une estimation, sur des données appariées marocaines et tunisiennes, des effets externes du capital humain sur les gains et des différentiels de gains interentreprises. Les données permettent d’introduire dans une fonction de gains les facteurs organisationnels et le capital humain moyen des entreprises. Les résultats montrent que le travail en groupe et la polyvalence stimulent l’externalité positive de l’éducation sur les gains. Les différentiels de gains interentreprises des Marocains s’expliquent par des compensations de salaire pour les conditions de travail. Les pratiques salariales des employeurs tunisiens pourraient être justifiées par des approches alternatives (salaire d’efficience). La technique d’estimation permet d’isoler la répartition des « inefficiences salariales » des employés.

PLAN DE L'ARTICLE

• FRONTIÈRE DE GAINS
  • Différentiels de gains et diffusion du capital humain
  • La spécification économétrique
• LES DONNÉES DES ENQUÊTES
• RÉSULTATS
• CONCLUSION
• ANNEXE
• Annexe

POUR CITER CET ARTICLE

Christophe Nordman « Diffusion du capital humain et effets d'entreprise », Revue économique 3/2002 (Vol. 53), p. 647-658.
URL : www.cairn.info/revue-economique-2002-3-page-647.htm.
DOI : 10.3917/reco.533.0647.