Une décomposition plus raffinée de l'équation (3) plus haut existe39 et consiste en l'équation (5)
ci-dessous:
lnYa lnYb (Xa Xb)*Xa(a *)Xb(*b) (5)
où (Xa Xb) * est la partie "expliquée" et Xa(a *)Xb(*b) est la partie
"inexpliquée" de la différence de rémunération entre les groupes a et b. * est un vecteur de coefficients "non discriminatoires".
Dans le cadre de ce rapport de recherche, l'utilisation de cette équation ne serait pas appropriée. Comme mentionné à la section 2.1.1. de ce rapport de recherche, le but de ce rapport de recherche est de comparer la rémunération des salariés de l'administration québécoise à la rémunération prévalant pour d'autres secteurs d’activités au Québec tout en contrôlant pour les différences entre les individus et les emplois qui caractérisent ces secteurs. L'utilisation de différentes méthodes38afin d'estimer * équivaudrait à porter un jugement quant aux facteurs de
38Les critères d'appariement pour l'étude de l'ISQ "reposent sur le sommaire ou la description générale de l'emploi, les
conditions de pratique, la nature et la complexité des tâches, les niveaux de responsabilité et de surveillance exercés et reçus, le niveau de scolarité et d'expérience exigés." Institut de la Statistique du Québec, "Rémunération des Salariés. État et Évolution comparés 2010", p.27.
rémunération qui devraient prévaloir au Québec pour certaines caractéristiques reliées à un salariés (estimer * reviendrait à déterminer comment ces caractéristiques devraient être rémunérées au Québec; ceci est hors du mandat de ce rapport de recherche).
2.2.2. Possibilité de discrimination envers les femmes
Quand il s'agit de comparer la rémunération de l'administration québécoise aux autres secteurs d’activités au Québec en utilisant des données pour les deux sexes confondus, il faut être prudent quant à l'interprétation des résultats. Plusieurs études40 démontrent la présence de discrimination
envers les femmes sur le marché du travail au Canada. Toutes les études canadiennes présentées dans la section 1.3. trouvent une rente plus importante pour les femmes que pour les hommes lorsqu'on compare la rémunération du secteur public à la rémunération du secteur privé. Il est donc possible qu'une discrimination envers les femmes relativement plus importante dans le secteur privé que dans les différents secteurs publics au Québec explique (peut-être entièrement ou en partie) des résultats (utilisant des données agrégées pour les deux sexes) qui estimeraient une rente pour l'administration québécoise par rapport au secteur privé41.
La section 4.2. plus bas présente des résultats séparément pour les deux sexes qui comparent l'administration québécoise (incluant les secteurs de l'éducation et de la santé) au secteur privé, aux autres secteurs publics québécois et à l'administration ontarienne. La possibilité de discrimination envers les femmes sera brièvement explorée dans cette section.
2.2.3. Endogeneité
Comme il l'a été mentionné dans la section 2.1., la théorie économique veut que la productivité d'un individu influence la rémunération qui lui est accordée. Des facteurs tels que la motivation, l'intelligence ou la santé d'un individu auraient donc un impact sur sa rémunération mais seraient difficilement directement observables. Ici, nous tentons de capturer l'effet de ces facteurs en
40Référence Ouimet (2010)
41Si, par exemple, le secteur privé discrimine systématiquement et négativement envers les femmes (une partie
importante des salariés de ce secteur) mais rémunère les hommes comme ceux du secteur public, il est donc normal d'estimer que les salariés du secteur public bénéficient d'une rente en utilisant la décomposition de Blinder et Oaxaca avec des données pour les deux sexes confondus.
utilisant une panoplie de variables explicatives qui seront présentées dans la section 3.3. Par contre, il n'en reste pas moins que certaines variables inobservables sont omises de la régression estimée. Il existe donc une possibilité que l'impact de ces variables inobservables omises ne soient pas entièrement "reflété" par les variables explicatives utilisées. Si les variables explicatives utilisées sont corrélées avec des variables omises qui demeurent pertinentes, il y a un problème d'endogéneité lorsqu'on estime la régression du logarithme du salaire.
L'étude de Mueller (2000) peut nous laisser croire que l'impact d'une telle endogéneité serait négligeable. En effet, celui-ci estime la rente salariale de plusieurs manières. Il utilise de façon indépendante la décomposition de Blinder et Oaxaca et un modèle à effets fixes afin d'estimer la rente du secteur public par rapport au secteur privé et ce pour la même période. Le modèle à effets fixes élimine le problème de variables omises et d'endogéneité préalablement mentionné. Mueller trouve des rentes entre le secteur public et le secteur privé qui ne sont pas statistiquement différentes de celles estimées par décomposition de Blinder et Oaxaca42 et celles estimées par un
modèle à effets fixes43. En étendant cette logique à la province de Québec pour 2010, il semble
donc raisonnable de penser qu'un problème potentiel d'endogéneité avec l'équation (1) plus haut ne biaiserait pas l'estimation de la rente de manière significative dans notre étude. La présente recherche n'appliquera donc pas de correction pour la possible endogéneité des variables explicatives utilisées44.
2.2.4. Biais de sélection
La présence d'un biais de sélection (pour le secteur d’activités) lorsque les régressions du logarithme du salaire sont estimées est une possibilité ici. En effet, seules les observations pour
42Avec le statut syndical comme variable exogène.
43Mueller trouve une rente de 0,1% et de 3,3% pour les hommes de l'administration publique plus et de l'administration
publique en utilisant la décomposition de Blinder et Oaxaca. Pour les femmes, ces rentes sont respectivement estimées à 10,4% et 11,3% selon la décomposition de Blinder et Oaxaca. Pour ce qui est du modèle à effets fixes, Mueller estime une rente de 1,4% pour les hommes de l'administration publique plus avec une erreur type de 2,5%. Cette rente est de 2,9% (erreur-type: 2,8%) pour les hommes de l'administration publique. Pour les femmes, c'est une rente de 9,8% (erreur-type: 2,7%) et de 9,4% (erreur-type: 2,9%) pour l'adminisration publique plus et l'administration publique qui est estimée avec le modèle à effets fixes. On constate donc que les résultats du modèle à effets fixes ne sont pas statistiquement différents (à 90%) des résultats de la décomposition de Blinder et Oaxaca.
44Mueller (1998) corrigeait pour l'endogéneité du statut syndical mais trouvait des résultats contraires aux résultats de
recherches précédentes (voir partie "revue de la littérature). Prescott et Wandschneider (1999) quant à eux tenaient compte de l'endogéneité du statut de l'emploi (temps plein/temps partiel).
les individus ayant choisi d'être salariés dans un secteur d’activités sont utilisées. Ceci peut causer un biais dans le vecteur de coefficients de rémunération estimé pour un secteur d’activités et ainsi invalider nos résultats lorsque la décomposition de Blinder et Oaxaca est utilisée.
Prescott et Wandschneider (1999) ne trouvent pas d'évidence quant à la présence d'un biais de sélection pour les secteurs d’activités dans leurs données alors que Tiagi (2010) inclut un biais de sélection lorsqu'il modélise le logarithme du salaire.
Nous avons tenté de corriger pour ce biais de sélection lorsque nous estimons le vecteur des coefficients de rémunération. La procédure suivie et les résultats obtenus sont détaillés en Appendice. Malheureusement, les résultats obtenus (des rentes exagérées, parfois supérieures à 100%) nous amènent à conclure que le modèle probit avec correction de Heckman pour corriger le biais de sélection ne produit pas un estimé valable de la probabilité réelle de sélection pour certains secteurs d’activités.