Le but de cette étude est d’établir le profil de rémunération des diplômés du département d’économique et ensuite de calculer les rendements (rendement privé et rendement social) at- tachés à l’obtention du diplôme de maîtrise en économique à l’Université Laval. En effet, dans le rendement privé on prend en compte le bénéfice personnel basé sur le revenu net d’impôt de l’individu et les coûts qu’il supporte de lui-même. Dans le rendement social, le bénéfice mesuré rend compte de la contribution de la scolarisation de l’individu à la richesse de la société basé sur le revenu avant impôt mais, en plus des coûts supportés personnellement par l’individu, on prend en compte les coûts supportés par la société du fait de sa scolarisation. Dans les deux cas, ce sont des bénéfices monétaires qui sont mesurés, ignorant des aspects non monétaires tels que : l’amélioration de la santé, le développement de l’esprit critique du citoyen, le déve- loppement du civisme, la meilleure formation des électeurs, une meilleure compréhension des politiques, le prestige, le plaisir d’apprendre, la réduction de la criminalité2, toutes les autres externalités liées à l’accroissement du capital humain. Dans la mesure où ces éléments sont importants, on sous estimera les rendements et le rendement social tout particulièrement.
2. Voir les travaux deLochner(2004) etLochner et Moretti(2004)
La méthodologie utilisée est basée sur la résolution de l’équation3 n−1 X i=0 (Mi− Bi) (1 + r)i − C = 0 (2.1)
Où Mi est le revenu obtenu durant l’année i par un individu avec un diplôme de maîtrise en économique. De la même façon, Bi désigne le revenu équivalent pour un diplôme de baccalau-
réat. C désigne l’ensemble des dépenses4 engagées par l’individu en début de période lors de son passage du baccalauréat à la maitrise. (Mi− Bi) est le bénéfice monétaire annuel de la
maîtrise par rapport au baccalauréat.
2.2.1 Rendement Privé
Si l’on considère la théorie de Mincer, on peut définir simplement le rendement privé de la maîtrise par rapport au baccalauréat comme le pourcentage d’accroissement du revenu net suite au passage du bac à la maîtrise. Dans l’approche deBecker(1960) que nous utilisons ici, le taux de rendement interne de la maîtrise est plutôt un instrument de décision qui permet à l’individu de savoir s’il doit poursuivre ses études ou aller directement sur le marché du travail après le bac. Il compare le taux calculé r au taux d’intérêt réel ρ d’un investissement alternatif ou à son propre taux de préférence pour le présent. Si ρ > r, l’individu va directement sur le marché du travail et si ρ < r l’individu, relativement plus patient, poursuit alors ses études. Pour calculer le rendement privé, on utilise l’équation2.1, les revenus utilisés sont nets d’impôts et les coûts utilisés sont les coûts privés.
2.2.2 Rendement social
Le rendement social est aussi un instrument de décision, mais cette fois-ci, pour les décideurs publics. En effet, comme le mentionne Vaillancourt (1995), face aux besoins de plus en plus élevés des secteurs autres que l’éducation et face aux besoins croissants des différentes branches concurrentes du secteur éducatif (primaire, secondaire, supérieur), le taux de rendement so- cial peut être utilisé pour orienter l’allocation des ressources rares de l’état. Pour calculer le rendement social, on utilise également l’équation2.1mais les revenus utilisés sont des revenus avant impôts et les coûts utilisés sont des coûts sociaux. En effet, outre les coûts privés, le coût social inclut la contribution monétaire de la société à la formation de l’individu. Dans ce cas, le rendement calculé doit être comparé au taux d’actualisation5social des investissements publics.
3. C’est la même équation utilisée par Vaillancourt (1995, 2002, 2010) et Stark (2007)
4. C’est la partie des coûts directs supportés par l’individu au cours de l’année de référence (i = 0, pour l’année 1 de l’investissement)
5. D’après Montmarquette et Scott (2007), le taux nominal d’actualisation social du gouvernement du Québec est de 8% et le taux réel correspondant est d’environ 6%
2.2.3 Calcul des bénéfices
L’équation2.1montre que l’investissement dans le capital humain est un investissement à vie. En effet, même si les coûts de scolarisation sont connus durant la période de formation, les bénéfices quant à eux sont obtenus durant toute la période de la vie active. De ce fait, le calcul du rendement nécessite des données sur tout le cycle de vie. Puisque les données utilisées sont en coupe transversale, il faudra alors estimer les profils de revenus Mi et Bi avant de résoudre l’équation.
2.2.4 Calcul des revenus bruts
Il s’agit ici de déterminer les composantes Mi et Bide la formule attachée au rendement social. Le calcul est basé sur une adaptation du modèle deMincer (1974) au caractère discret de la variable de revenu.
La formulation proposée relie le logarithme du salaire aux années de scolarisation et à l’expé- rience. Elle prend la forme suivante :
lnYt= lnY0+ r × scolarisation + β1× Experience − β2× Experience2 (2.2)
Dans cette équation, la composante "lnY0", l’ordonnée à l’origine, est le salaire (en log) qu’un
individu peut obtenir en absence de toute forme de scolarité et d’expérience. Elle est supposée commune à tous, donc pas de différence intrinsèque entre les individus.
La composante "lnY0+ r × scolarisation" quant elle représente le salaire de l’individu juste
après sa sortie de l’école.
La présence de la variable « expérience » traduit le fait que l’individu récolte aussi des gains de l’investissement qu’il fait dans son capital humain en se perfectionnant à la tâche « on-the-job training » ou encore « investissement post-scolaire ». Ces gains vont croître jusqu’à un certain seuil avant de commencer à décroître en respectant l’hypothèse des rendements marginaux décroissants, d’où la forme concave.
Dans ce mémoire, les données disponibles ne comportent pas la variable revenu. A la place, les individus déclarent l’intervalle dans lequel leur revenu appartient. On dispose ainsi d’une variable à modalités discrètes et ordonnées. Cela ne permet pas d’appliquer directement une régression linéaire ordinaire à l’équation de Mincer6. Ainsi, partant du fait que deux individus ayant déclaré un revenu dans le même intervalle ont des probabilités différentes d’appartenir à cette catégorie suivant leurs caractéristiques, deux approches tenant compte de cette situation seront utilisées. La première approche est basée sur l’estimation du modèle probit ordonné et la deuxième utilise une régression linéaire par intervalle.
6. On peut cependant procéder à une imputation à la manière de Daniel et Drewes (2010). En effet, confronté à la même situation, Ces auteurs imputent à chaque individu la valeur médiane de la catégorie de revenu à laquelle il appartient. Ils obtiennent ainsi une variable continue pour la régression linéaire. Bien que cette façon de faire soit facile d’application, elle sous-estime la variabilité qui pourrait exister entre des individus de la même catégorie de revenu puisqu’ils auront le même revenu in fine
Estimation des revenus par probit ordonné
Le modèle probit ordonné estime la probabilité que le revenu tombe dans un intervalle donné, conditionnellement à des variables explicatives. Il permet le calcul du revenu espéré selon la formule :
P0(X) × Ce (2.3)
où P (X) est la matrice des probabilités que le revenu appartienne aux intervalles de revenu conditionnellement aux variables explicatives X=(diplôme, expérience, expérience2, sexe, sec- teur d’activité). P0(X) est la transposée de P0(X) et Ce le vecteur des valeurs médianes des intervalles.
Pour le calcul des probabilités, la variable dépendante est construite à partir d’une variable latente inobservée. Dans notre cas, la variable inobservée est « le vrai revenu de l’individu » et la variable observée est l’intervalle dans lequel ce revenu appartient.
Ainsi, comme le note Green (2005) et Wooldridge (2002), la variable latente inobservée est continue et définie par : y∗ = xβ + ε avec ε | x ∼ N ormale(0,1).
Supposons α1 < α2 < · · · < αJ des paramètres de seuil inconnus. Au lieu d’observer y∗, on
observe plutôt y ≡ {0, 1, 2, · · · , J } tel que :
y = 0 si y∗ ≤ α1 (2.4) y = 1 si α1 < y∗≤ α2 y = 2 si α2 < y∗≤ α3 .. . y = J si y∗> αJ
Avec y la catégorie de revenu annuel de l’individu considéré. Les αisont des paramètres de seuil inconnus à estimer en même temps que β. le vecteur ε représente les perturbations supposées distribuées suivant une loi normale centrée et réduite.
On obtient alors les probabilités suivantes :
P rob(y = 0 | x) = P rob(y∗ ≤ α1 | x) = P rob(xβ + ε ≤ α1 | x) = Φ(α1− xβ)
P rob(y = 1 | x) = P rob(α1 < y∗ ≤ α2| x) = Φ(α2− xβ) − Φ(α1− xβ)
.. .
P rob(y = J − 1 | x) = P rob(αJ −1< y∗ ≤ αJ | x) = Φ(αJ − xβ) − Φ(αJ −1− xβ)
L’équation servant à estimer le modèle probit prend alors la forme ci-dessous :
P rob(y = j | x) = β0+ β1× M aitrise + β2× Experience − β3× Experience2+
β4× secteurP ublic + β5× Homme
(2.6)
Pour mesurer le niveau d’éducation, nous utilisons une variable binaire qui indique si l’individu est titulaire du baccalauréat ou de la maîtrise. Nous mesurons l’expérience par les années passées sur le marché du travail depuis l’obtention du diplôme observé. Enfin les variables de contrôle sexe et secteur d’activité sont ajoutées au modèle.
Une fois les différentes probabilités calculées, le revenu espéré de l’individu moyen, à chaque niveau d’expérience i est calculé en utilisant la formule :
Yi = Pi× C = J
X
k=1
P robi(y = k | x) × ck (2.7)
Avec ck le centre de l’intervalle de revenu k et P robi(y = k | x) la probabilité que le revenu
inobservé appartienne à l’intervalle k étant donné i années d’expérience sur le marché du travail. Pour les intervalles extrêmes c’est à dire moins de 35000$ et plus de 150000$, nous avons considéré 35000$ et 150000$ comme valeurs respectives7 de ck. Les équations ci-dessus permettront aussi de comparer le rendement des hommes et celui des femmes d’une part ainsi que le rendement des individus du secteur privé et ceux du secteur public.
Construction du profil de revenu sur la période de vie active après l’estimation oprobit
Le profil de revenu est l’évolution du revenu de l’individu dans le temps, donc en fonction de son expérience sur le marché du travail pour un niveau de scolarisation donné, toutes choses étant égales par ailleurs. La procédure mise en œuvre à cet effet est la suivante :
i) A partir de l’équation 2.6, on estime la probabilité que le revenu de l’individu moyen appartienne à chacune des catégories de revenu d’abord pour 0 année d’expérience, toutes choses étant égales par ailleurs pour le diplôme de baccalauréat ;
ii) A partir de l’équation 2.7, on calcule l’espérance de revenu conditionnelle à une expé- rience de zéro en multipliant le revenu médian de chaque catégorie par sa probabilité espérée ;
7. Notre choix permet permet d’éliminer les valeurs extrêmes. En effet, un revenu de 17500$ aurait été trop faible pour un titulaire du bac ou de la maîtrise qui travaille à temps plein. De même un revenu de plus de 150000$ aurait été trop élevé pour ces niveaux.
iii) On répète i) et ii) pour les années d’expérience respectivement égales à 1, 2, 3, · · · , 38 On obtient ainsi le profil de revenu d’un individu type qui termine le baccalauréat à 22 ans et qui travaille durant 388 ans ;
iv) On reprend, les étapes i), ii) et iii) cette fois-ci pour le diplôme de maîtrise où l’individu fini à 24 ans et travaille 36 ans.
Estimation des revenus utilisant la régression linéaire par intervalle
D’après Wooldridge (2002), le modèle probit peut être modifié de façon à ce qu’il devienne quasi équivalent à une régression linéaire par intervalle. En effet, lorsque la variable latente inobservée a une signification économique comme c’est le cas en ce qui concerne le vrai revenu non observé, l’estimation de E(y∗ | x) = xβ se fait comme si l’on observait réellement y∗. Dans ce cas, les paramètres de seuil inconnus α1 < α2 < · · · < αJ définis dans le modèle probit
ordonné sont remplacés par a1 < a2 < · · · < aJ qui sont les bornes connus des intervalles de
revenus déclarés. On ne les estime donc plus.
Finalement, l’estimation du revenu espéré E(y∗| x) = xβ se fait en remplaçant l’hypothèse de normalité centrée réduite faite dans le modèle probit par l’hypothèse y∗| x ∼ N ormal(xβ,σ2)
avec σ2 = V ar(y∗| x) supposé indépendant des x.
La méthode du maximum de vraisemblance permet ainsi d’estimer (β, σ2) au lieu de (α, β) donc aj−xβ
σ2 au lieu de (αj − xβ). En tenant compte du caractère lognormal de la variable
revenu, on préférera log a1 < log a2< · · · < log aJ pour estimer E(log y∗| x) = xβ.
Cette approche a l’avantage d’épargner du temps lié à l’estimation des paramètres de seuil αj
sinon il aurait fallut estimer 15 paramètres de seuil avec le oprobit. Un autre avantage est que les coefficients peuvent être interprétés comme des effets marginaux alors que pour le probit ordonné, seul le signe a du sens.
L’application de cette méthode ne serait par exemple pas possible si la variable d’intérêt était un indice de satisfaction du genre : très satisfait, satisfait, moyennement satisfait, peu satisfait, insatisfait. Un codage qui associe respectivement 5, 4, 3, 2, 1 à ces modalités n’aurait pas de signification concrète à donner aux paramètres de seuil, seul l’ordre importe.
Une procédure itérative identique à celle présentée dans la section précédente permet aussi de construire un profil de revenu en fonction des années d’expérience ou des années après le bac,
8. On s’arrête à 38 années d’expérience en basant l’analyse sur un âge moyen de la retraite égal à 60 ans. En effet, un individu-type finit son baccalauréat à l’âge de 22 ans. Sous l’hypothèse qu’il entre directement sur le marché du travail à sa sortie de l’école, il lui reste 38 années de travail avant la retraite. Pour une maîtrise, il finit à 24 ans donc il lui reste 36 ans
toutes choses étant égales par ailleurs. Les profils suivant les deux approches sont présentés afin de vérifier que le gain de temps ne se fait pas au détriment de la qualité.
2.2.5 Calcul du profil de revenus nets
Pour obtenir le revenu net, on soustrait du revenu brut9 l’impôt net fédéral, l’impôt net provincial10 et l’ensemble des cotisations (contribution à l’assurance emploi, contribution au régime des rentes du Québec, contribution au régime Québécois d’assurance parentale) géné- ralement prélevés sur le revenu brut de l’individu. Dans notre situation, partant du revenu brut de l’individu, son revenu imposable est calculé en supposant qu’il contribue à un régime enregistré d’épargne retraite (REER) au taux maximal de 18%. Cette hypothèse, ainsi que d’autres hypothèses faites dans ce mémoire sont utilisées dansVaillancourt et Ebrahimi(2010). Cela permettra éventuellement de faire la comparaison de nos résultats. Les taux utilisés pour les calculs sont basés sur les informations disponibles dans les tables d’impôts de l’année 2013 pour le provincial et le fédéral. Les paramètres sont fournis en annexe A.
Le calcul des crédits d’impôt est basé uniquement sur le montant personnel de base qui est de 11195$ au provincial. Pour le fédéral, il est calculé sur le montant personnel de base qui est de 11038$ mais en tenant aussi compte des crédits sur l’assurance emploi, la contribution au régime de rente du Québec et de la contribution au régime québécois d’assurance parentale. Un exemple type de calcul d’impôt selon les hypothèses retenues ici et dans Vaillancourt et Ebrahimi(2010) est fourni en annexe B.
2.2.6 Calcul des coûts liés au changement de niveau de scolarisation Les montants investis en éducation sont classiquement regroupées en deux catégories de coûts : les coûts directs constitués des droits de scolarité et des autres frais à la charge de l’individu ou de la société et les coûts indirects constitués essentiellement de coûts d’opportunité.
Évaluation des coûts directs liés à la maîtrise à l’Université Laval
En se référant aux données publiées sur le site de l’Université Laval11, on peut voir les frais annuels de scolarités ainsi que d’autres frais dont les étudiants doivent s’acquitter au cours de l’année. Ainsi, pour une année universitaire (30 crédits), le montant payé est de 2874.96$. A la maîtrise, on a besoin de 45 crédits ce qui revient à 2874.96 + 2874.96/2 = 4312.44. L’étudiant doit aussi prévoir environ 3500$ pour les autres dépenses telles que : les livres, le transport et le matériel informatique et autres équipements divers. A tout cela, il faut ajouter des frais
9. Ce revenu est obtenu par la prédiction faite à partir de la régression oprobit ou de la régression linéaire par intervalle
10. Voir annexe A pour les chiffres
11. http://www2.ulaval.ca/futurs-etudiants/couts-et-financement-des-etudes/ cout-des-etudes-et-budget.html; consulté le 15 octobre 2014
de 78.5$ pour la demande d’admission. Le budget prévoit aussi des frais de logement et de repas d’environ 9200$. Cette dépense n’est pas prise en compte dans le calcul car, on suppose que, même si l’individu ne fréquente pas l’université, il va manger et se loger. Finalement, on estime les coûts directs liés au passage à la maîtrise à 7812.44$, soit 2874.96+2874.96/2+3500. Si l’on reparti uniformément cette somme sur les deux années, on obtient 3906.22$. Ce coût apparait relativement faible car à cause des subventions gouvernementales. La part importante des couts privés supportés par l’individu devrait être observée dans les coûts indirects.
Évaluation des coûts indirects liés à la maitrise à l’Université Laval
Les coûts indirects sont des coûts d’opportunité qui correspondent aux revenus auxquels l’in- dividu renonce en décidant de passer à un niveau de scolarité supérieure. Dans notre cas, lors du calcul du rendement de la maîtrise par rapport au baccalauréat, ce coût sera égal aux deux années de salaire d’un emploi rémunéré au niveau baccalauréat auxquelles il renonce. Cependant l’individu peut ne pas perdre tout cet argent, il peut récupérer une partie à tra- vers ses travaux à temps partiel comme assistant de recherche, assistant d’enseignement ou même à travers son travail de fin de semaine, d’été, etc. Parmi les nombreuses hypothèses pro- bables, on considérera deux situations dans ce mémoire. La première est lorsque ses revenus de travail partiel représentent le tiers12de ce qu’il aurait s’il était sur le marché du travail. La deuxième est qu’il renonce effectivement à la totalité et se consacre exclusivement à ses études.
Pour le calcul du rendement privé, le cout d’opportunité est exprimé en termes de revenus nets alors que pour le rendement social, on utilise le revenu brut. Cela correspondra à l’esti- mation des revenus obtenus durant les deux premières années d’expérience d’un diplômé du baccalauréat, pondéré par 23 selon le cas.
Table 2.2: Cout d’opportunité
Brut si travaille Net si travaille Brut si travaille pas Net si travaille pas
54382.73 38354.97 81574.1 65321.86
Source : Résultats de nos calculs
Les coûts sociaux
Les coûts sociaux comprennent l’ensemble des moyens humains et matériels que l’université met à la disposition de l’étudiant pour lui permettre de passer par exemple du baccalauréat à la maîtrise. Il s’agit des dépenses de fonctionnement, des dépenses d’immobilisation des établissements et des dépenses liés à la recherche financée par les contribuables. Le coût social comporte aussi les pertes de revenus fiscaux des gouvernements du fait des exonérations fiscales accordées aux étudiants. En effet, un titulaire du baccalauréat qui poursuit ses études à la
maîtrise paie relativement moins d’impôt que son homologue qui travaille avec un bac. La différence entre les deux montants d’impôts payés représente un manque à gagner supporté par le gouvernement. Une partie du coût social supportée par l’individu en tant que membre de la société est prise en compte dans ses coûts privés. Cette donnée n’est pas disponible pour ce qui est du cas spécifique des diplômés de maîtrise en économique de l’Université Laval, cependant Vaillancourt et Ebrahimi (2010) estime les coûts sociaux pour une maîtrise au Québec à 62333$ pour l’année 2006. La méthode utilisée est décrite dans l’annexe C de son article. Elle consiste à diviser le montant global des dépenses effectuées par les universités13 au niveau de la maîtrise14 par l’effectif d’étudiant-temps-plein (EETP)15 à la maîtrise. Par ailleurs, sur la période 1997 à 2007 les dépenses en éducation au Québec et au Canada ont connu une croissance16 annuelle globale de plus au moins 1%. En actualisant à partir de ce taux on obtient pour l’année 2013 un coût de 66829.41$.
13. Ces dépenses incluent les composantes suivantes : dépenses de fonctionnement, recherche subventionnée, les immobilisations, aides aux étudiants, les transferts inter-provinciaux et les dépenses administratives
14. Étant donné que les données sont agrégées, le montant d’un niveau d’étude est obtenu en appliquant une