Section 1 Les explications néoclassiques des différentiels salariaux
1.2 Les théories de la discrimination et la méthode de la décomposition Oaxaca-Blinder
1.2.2 Les méthodes de la décomposition
Blinder (1973) et Oaxaca (1973) ont développé une méthode de décomposition pour quantifier les différentes sources à l’origine des écarts de salaires moyen entre deux groupes, comme par exemple, les blancs et les noirs, les hommes et les femmes, ou plus généralement un groupe favorisé et un groupe discriminé. Dans notre présentation, nous nous limitons aux écarts salariaux entre les hommes et les femmes.
La décomposition standard Oaxaca-Blinder est basée sur la fonction du revenu Mincer (1958) :
i i
i X u
Y = 'β + , i=1, …, n (7.19)
, où
Yi = le logarithme du salaire du travailleur i ;
i'
X = un vecteur des caractéristiques individuelles ; β = un vecteur de coefficients ;
ui = un terme aléatoire.
En estimant cette équation de salaires séparément pour les hommes et les femmes, nous obtenons :
m
X , X'f = les caractéristiques individuels moyens βˆm, βˆf = les coefficients estimés
L’écart salarial entre hommes et femmes peut être décomposé comme suit : 4
L’idée de la technique de décomposition est de proposer les revenus contrefactuels : Xfβˆm etXmβˆf, qui correspondent aux revenus que les individus d’un groupe recevraient s’ils étaient confrontés au modèle de détermination des salaires dans l’autre groupe. Il s’avère que non seulement les caractéristiques des individus mais aussi le fait d’appartenir à un certain groupe influencent le salaire résultant. Ces deux composantes de la différence de salaire sont souvent désignées comme l’effet des caractéristiques et l’effet des coefficients, ou bien la partie expliquée et la partie
expliquée de l’écart salarial. Blinder (1973) et Oaxaca (1973) attribuent la partie non-expliquée des écarts à la discrimination.
Une question inhérente aux méthodes de décomposition de type Oaxaca-Blinder est la dépendance des résultats du point de référence utilisé pour les évaluations. Dans l’équation 7.22, en absence de la discrimination, le modèle de détermination des salaires des hommes est aussi appliqué aux femmes. Les revenus des hommes restent inchangés avec ou sans la discrimination, tandis que les femmes sont moins payées du fait de la discrimination. Dans l’équation 7.23, en absence de la discrimination, c’est le modèle de détermination des salaires des femmes qui est appliqué aux hommes. Dans ce cas-là, les revenus des femmes restent inchangés avec ou sans la discrimination, tandis que la discrimination se manifeste par le fait que les hommes sont mieux payés par rapport à la situation sans discrimination.
Neumark (1988) et Oaxaca et Ransom (1988, 1994) proposent une formulation plus générale de la décomposition. Avec cette approche plus générale, la structure des salaires estimée pour l’ensemble des salariés (hommes et femmes) est considérée comme une approximation de la norme concurrentielle (non discriminatoire). L’écart salarial entre hommes et femmes est donc décomposé de la manière suivante :
ˆ )
est le vecteur de coefficients estimé pour l’ensemble des salariés.
Le premier terme mesure l’effet de la différence des caractéristiques (valorisées par la norme concurrentielle). Le second terme mesure la sur-rémunération pour les hommes, et le troisième la sous-rémunération pour les femmes (la discrimination pure).
La méthode de la décomposition Oaxaca-Blinder renvoie aux décompositions sur les différences des moyennes estimées, sans tenir compte des dispersions des rémunérations. Quand on fait des comparaisons entre deux dates, ou entre deux pays, il est très probable que la distribution des rémunérations varie dans le temps, ou entre les pays. Il convient alors d’isoler cet effet de la distribution dans l’écart salarial. Pour décomposer l’évolution de l’écart salarial par sexe dans le temps, Juhn, Murphy et Pierce (1991, 1993) réalisent une extension de la décomposition Oaxaca-Blinder. Au lieu de considérer seulement la moyenne, leur approche prend en compte la distribution
des résidus. Cette méthode a été adaptée par Blau et Khan (1992, 1996) pour l’analyse des inégalités salariales par sexe entre les pays.
Le modèle de Juhn, Murphy et Pierce (1991, 1993) est construit à base d’une fonction de gains pour les hommes en période t :
it t it
it X u
Y = β + (7.25)
, où Xit représente les caractéristiques observables des hommes, βt représente les coefficients sur ces caractéristiques en année t, E(uitxit)=0.
L’écart salarial entre hommes et femmes est présenté par : )
Puis, Juhn, Murphy et Pierce (1991, 1993) reformulent le résidu de l’équation de salaires de la manière suivante :
it t
uit =σ θ (7.27)
, où σtest l’écart type de la distribution des résidus, et θit le résidu standardisé (avec la moyenne 0 et la variance 1).
L’écart salarial entre hommes et femmes est donc :
ft
Dans le modèle d’Oaxaca-Blinder, les hommes et les femmes ont leur équation de salaires respectivement. Nous avons donc βmt pour les hommes et βft pour les femmes, tandis que les résidus des deux équations disparaissent quand on évalue la différence à la moyenne. Dans le modèle de Juhn, Murphy et Pierce (1991, 1993), il y a seulement une équation de salaires pour les hommes, la position relative des femmes est évaluée en termes d’équation de salaires des hommes, la différence de salaire entre
hommes et femmes est décomposée en l’écart prédit par les caractéristiques (∆Xtβt) et l’écart résiduel, comme le montre l’équation 7.28.
Ensuite, l’évolution de l’écart salarial entre hommes et femmes d’année t à année T se décompose comme suit :
) (
) (
) (
)
( T t t T T t T t t T T t
t
T D X X X
D − = ∆ −∆ β +∆ β −β + ∆θ −∆θ σ +∆θ σ −σ (7.29) L’évolution de l’écart salarial est ainsi décomposée en quatre composantes : 1) Le premier terme à droite de l’équation représente les changements de la différence des caractéristiques observables ; 2) Le deuxième terme reflète les changements de la valorisation de ces caractéristiques observables ; 3) Le troisième terme capte les changements de la position relative des femmes dans la distribution des résidus des hommes (cela peut résulter du changement des caractéristiques non observées des femmes ou bien du changement de la discrimination à l’égard des femmes) ; 4) Le dernier terme reflète l’effet du changement de l’inégalité (l’effet des prix pour les caractéristiques non observées). Un élargissement de l’inégalité mène à l’accroissement de l’écart salarial entre hommes et femmes même si la position relative des femmes dans la distribution des hommes ne change pas.
Suen (1997) critique la décomposition de Juhn, Murphy et Pierce (1991, 1993) en montrant que la dispersion de salaires n’est pas indépendante de la position relative des femmes dans la distribution des hommes. Quand les caractéristiques non observées s’améliorent, les individus qui ont un fort résidu initial ont tendance à bénéficier d’un gain plus important que ceux qui ont un faible résidu. Donc l’interprétation en termes de
« quantités » et de « prix » des caractéristiques inobservées est problématique.