Analyse de l'offre de travail des épouses des exploitants agricoles

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Analyse de l’offre de travail des épouses des exploitants agricoles

Catherine Benjamin, Hervé Guyomard

To cite this version:

Catherine Benjamin, Hervé Guyomard. Analyse de l’offre de travail des épouses des exploitants agricoles. 9. Journées de microéconomie appliquée, May 1992, Strasbourg, France. 33 p. �hal- 01897088�

J

I.N.FtA. • RENNES

f ^{2 ~ MAI 1992 J}

ECONOMIE RUflAii

BIBUOTHEQIJE

Institut Nadonal de la Recherche Agronomique

Btadon d'Bt:onomJe et Sodolo,:le .Rani•

Unité Politique Agricole et Modélisation 65, rue de St-Brieuc - 35042 Rennes cedex

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRAVAIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES

Catherine BENJAMIN, He:n·é GUYOMARD,

Version provisoire

9èmes Journées de Microéc,momie Appliquée- Strasbourg 4-5 juin 1992

lN2R .. E'=>R

R~N .. CBe, ₀ •4

ANALYSE DE L'OFFRE DE 1RA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 2

Les études appliquées centrées sur la détermination des facteurs expliquant la décision de participation des femmes à une activité professionnelle et la caractérisation de leurs fonctions d'offre de travail reposent généralement sur le modèle néoclassique d'arbitrage entre travail rémunéré et loisir. Dans sa version la plus simple, le programme de la femme consiste à maximiser sa fonction d'utilité, qui dépend du temps et des biens de consommation sous les contraintes de revenu et de temps disponible. Quand la femme est active, le salaire est alors égal, à l'optimum, au taux marginal de substitution entre les biens de consommation et le loisir. Dans le cas où la femme est inactive, le salaire est inférieur à ce taux marginal de substitution : la valeur attribuée par la femme au loisir est telle que le salaire qu'il serait possible d'obtenir en participant au marché du travail est insuffisant pour l'inciter à exercer une activité professionnelle. La comparaison du salaire sur le marché et de la valeur marginale du temps consacré aux activités non marchandes ou salaire de réservation fournit alors la condition de participation au marché du travail : la femme exerce une activité rémunérée si son salaire de marché est supérieur à son salaire de réservation (voir, par exemple, Labaronne, 1991).

Ce modèle de base peut être enrichi afin de tenir compte du contexte familial, des coûts inévitables liés à la participation au marché du travail, des caractéristiques du système fiscal, de la distinction entre travail domestique et loisir stricto-sensu ... En particulier, le comportement des femmes par rapport au marché du travail n'est pas indépendant de leur situation familiale (ménage célibataire, couple, nombre d'enfants, ... ). La fonction d'utilité à considérer est celle de la famille, et la contrainte budgétaire doit prendre en compte l'ensemble des revenus et non pas seulement ceux de la femme (Mincer, 1974 ; Cain, 1976).

Sur un autre plan, Gronau (1977) montre clairement l'intérêt de dissocier travail domestique et loisir dans la mesure où les effets des variables supposées exogènes sur les temps de travail professionnel, de travail domestique et de loisir de la femme sont différents: ainsi, une augmentation du salaire sur le marché réduit le temps de travail domestique, mais son effet sur les temps de travail professionnel et de loisir est théoriquement indéterminé.

Dans le cas des épouses d'exploitants agricoles, l'analyse de leur comportement d'offre de travail est compliquée par le fait qu'il est nécessaire de distinguer le travail professionnel réalisé sur l'exploitation du travail professionnel effectué hors de l'exploitation.

Le modèle néoclassique du ménage agricole (voir, par exemple, Lopez, 1980) fournit un cadre cohérent d'analyse qui intégre décisions de production et de consommation dans un processus joint. Ce modèle permet de déterminer, non seulement les fonctions d'offre de produits agricoles et de demande dérivée de facteurs de production, en particulier de demande dérivée de travail sur l'exploitation, mais aussi les fonctions de consommation et d'offre de travail. Dans sa version la plus simple, le modèle repose sur la maximisation de la fonction

DOCUMENTATION ÉCONOMIE RURALE RENNES 1111111

lllll lllll lllll 111111111111111111

*

0 1 4 4 8 4

*

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRAVAIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 3

d'utilité du ménage sous les contraintes de temps et de revenu. La contrainte budgétaire incorpore les revenus extérieurs exogènes, les revenus liés à une activité professionnelle hors de l'exploitation, et les revenus liés à l'activité agricole. Le revenu marginal tiré de l'activité hors de l'exploitation est égal au salaire de marché, mais le revenu marginal tiré de l'activité agricole est une variable endogène déterminée par le côté production du programme. En d'autres termes, le "salaire" associé à un travail professionnel sur l'exploitation est une variable endogène, solution du programme du ménage agricole.

Les applications (pour les agricultures des pays développés) basées sur ce cadre théorique sont, le plus souvent, limitées à l'analyse des fonctions de participation au marché du travail, des fonctions de salaire et d'offre de travail hors de l'exploitation, du chef d'exploitation et de son conjoint ¹ (Huffman et Lange, 1989, Lass et al., 1992). La distinction entre travail domestique et loisir est toujours ignorée. De plus, ces applications ne tiennent pas compte de la substitution à la demande dérivée entre travail familial, masculin ou féminin, et travail salarié. La demande de travail par l'exploitation peut en effet être satisfaite par le travail familial et/ou par recours au travail salarié : les décisions en matière de demande de travail sont vraisemblablement liées et les fonctions d'offre de travail hors de l'exploitation de l'homme et de la femme seront différentes, non seulement en fonction de la participation ou non du conjoint à une activité professionnelle hors de l'exploitation, mais aussi en fonction de l'utilisation ou non de travail salarié sur l'exploitation. Ainsi, par exemple, dans le cas où l'exploitation emploie du travail salarié et où l'homme travaille hors de l'exploitation, la fonction d'offre de travail hors de l'exploitation de la femme dépendra des deux salaires correspondant à ces deux travaux. En d'autres termes, la fonction d'offre de travail hors de l'exploitation de la femme sera définie conditionnellement au comportement du conjoint, et de la présence ou non de travail salarié sur l'exploitation.

L'objectif premier de cette analyse est de rechercher en utilisant le modèle néoclassique du ménage agricole producteur et consommateur, les facteurs explicatifs des décisions de travail des femmes.

Le ménage est ici réduit au chef d'exploitation et à son épouse. La résolution du programme de maximisation du ménage permet tout d'abord de définir les critères de participation du chef d'exploitation et de son épouse au marché du travail extérieur, de la femme à une activité sur l'exploitation et la condition d'utilisation du travail salarié sur l'exploitation. On suppose que le travail de l'homme sur l'exploitation est toujours non nul (solution intérieure). Puis, les fonctions d'offre de travail hors de l'exploitation de l'homme et

1 Les applications de ce cadre théorique pour les agricultures des pays en voie de développement sont cependant plus nombreuses. L'attention est alors centrée sur l'imperfection des différents marchés, le problème de l'autoconsommation, ... (Singh et al. 1986).

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 4

de la femme sont définies dans les configurations correspondant aux divers cas possibles quant à la participation des membres du ménage au marché du travail extérieur, au travail sur l'exploitation (pour la femme) et à l'emploi de travail salarié. Seuls les résultats empiriques relatifs à la femme sont présentés. Un échantillon de 7032 exploitations tiré du Recensement Général de !'Agriculture de 1988 est utilisé. Deux probits dichotomiques sont estimés pour dégager les facteurs explicatifs de la probabilité de participation des femmes mariées à une activité sur et hors de l'exploitation. Les fonctions de salaire et d'offre de travail hors de l'exploitation sont ensuite présentées.

1. MODELISATION DES DECISIONS DE TRAVAIL DE L'EPOUSE DU CHEF D'EXPLOITATION

1. 1. Le modèle du ménage producteur et consommateur

La décomposition du programme du ménage agricole en deux étapes² permet d'adopter un cadre théorique utilisant la théorie de la dualité en production, et de centrer l'attention sur l'objet de cet article : les décisions en matière de travail.

Dans une première étape, le ménage agissant en tant que producteur, maximise le revenu des facteurs primaires, capital, terre et travail familial masculin et féminin sous les contraintes de la technologie et de la disponibilité des facteurs primaires. On suppose que les prix des produits, des facteurs variables sont donnés.

sous les contraintes

F(y,x, LF1, LF',LH, Z; E¹,En, D,A)

=

⁰

LF1 ,

LF",

LH, Z, E 1 , En, D, A, fués

où y; représente le volume du produit i, p; Je prix associé, xi le volume du facteur j, vi le prix associé, LH représente le niveau du travail salarié et w le prix associé, F(.) la fonction de transformation associée à la technologie qui dépend des volumes des produits, des facteurs variables, des niveaux des facteurs primaires : travail familial masculin LFh et féminin LF1 ,

travail salarié LH, des facteurs fixes Z (capital, terre, ... ) des variables de capital humain de

2 Cette décomposition en deux étapes ne doit pas laisser penser qu'il s'agit d'un processus séquentiel. Les deux sous-programmes sont réalisés simultanément. La présentation adoptée ici ne l'est que pour des raisons de clarté.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DP.S EPOUSP.S DP.S EXPLOITANTS AGRICOLP.S 5

l'homme E" et de la femme E1 , des différentes caractéristiques de l'exploitation D et des caractéristiques familiales A.

Le programme [ 1] définit une fonction de profit contraint m?.{p, v,LF1, LF", LH, Z; E¹,E", D, A)3 qui, par différenciation au premier ordre, permet de déterminer les fonctions d'offre de produits, de demande dérivée des facteurs variables et de prix implicites des facteurs primaires. Ces fonctions sont des fonctions contraintes, et sont donc définies conditionnellement aux niveaux des facteurs primaires.

Cette fonction de profit contraint est ensuite incorporée dans la contrainte budgétaire du ménage qui cherche donc, dans une seconde étape, à maximiser sa fonction d'utilité ⁴ sous diverses contraintes conformément au programme suivant ^{5 :}

max U(LF¹,LF",L0¹,Ld', LP1 , C; E¹,E",A,H)

IF.Ld,u,l,c.LH [2]

sous les contraintes

(a) PcC S m?.{p, v,LF¹,LF\LH,Z;E¹,E",D,A) +wtL0¹ +w!LO" +B-wLH (b) H

=

^H(LP1)

(c) LF" +LO,. +LEI" ST"

(d) LF¹ +L0¹ +LP¹ +LE/¹ ST¹ (e) LF 20

(f) Ld 20 (g) LP¹ 20 (h) LH 2 0 (i) C 2 0

i

=

^f,h

i =f,h

où ' j et "h" font référence à la femme et à l'homme, U représente la fonction d'utilité du ménage, Ld le niveau de travail de l'individu i hors de l'exploitation, LP¹ le niveau de temps domestique alloué par l'épouse aux travaux ménagers, C le vecteur des consommations et Pc le vecteur prix associé; H correspond à ce qui est "produit" grâce au temps domestique (repas, ménages, surveillance des enfants, ... ),

w!

le salaire reçu par l'individu i pour l'activité hors de l'exploitation, B les revenus exogènes du ménage, T; le temps total disponible pour

3 La fonction de profit contraint est continue, convexe par rapport aux prix, concave par rapport aux quantités.

4 On fait donc l'hypothèse qu'une fonction d'utilité unique est associée au ménage. Il existe donc un consensus à l'intérieur du ménage sur la fonction objectif (ou alors qu'il existe un dictateur dans le ménage qui "impose son point de we"). Cette fonction est supposée être continue, deux fois différentiable et strictement quasi- concave.

5 Les membres du ménage sont supposés ne pas avoir d'aversion pour le risque et les décisions sont prises pendant une seule période.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 6

l'individu i et LEl le temps de loisir de l'individu i.

La première contrainte (a) est la contrainte budgétaire. Le revenu du ménage est la somme du profit contraint obtenu par la solution du programme [1], des salaires perçus quand l'homme et/ou la femme exercent une activité professionnelle hors de l'exploitation, des revenus exogènes du ménage, diminuée des salaires versés au personnel salarié sur l'exploitation. Le salaire

w!

est supposé ne pas dépendre du nombre d'heures effectuées hors de l'exploitation mais dépend positivement des variables d'éducation E; de l'individu i et des caractéristiques locales notées

r ( ^{w! = w!}

(E;, I') ).

La contrainte (b) correspond à la fonction de production des biens domestiques. Cette fonction permet d'intégrer dans la fonction d'utilité du ménage ce qui est "produit" grâce au travail domestique. La spécification, simplifiée, adoptée dans cette étude pour la fonction H est celle de Gronau (1977). La fonction H est donc supposée ne dépendre que du travail domestique féminin. La fonction H est continue, différentiable à l'ordre deux et croissante par rapport à LP. La productivité marginale de LP¹ dans H est de plus supposée décroissante

( d

² H / éJLP¹² S 0).

Les contraintes (c) et (d) sont les contraintes de temps de l'homme et de la femme respectivement. L'homme répartit donc son temps disponible entre le travail sur l'exploitation, le travail hors de l'exploitation et le loisir. Pour l'épouse, l'allocation de son temps s'effectue entre le travail sur l'exploitation, le travail hors de l'exploitation, le travail domestique et le loisir.

Les contraintes (e), (/), (g), (h) et (i) sont les contraintes de positivité associées à toutes les variables de décision.

Afin de simplifier l'analyse, on suppose que la contrainte budgétaire (a) est saturée et qu'à l'optimum, les consommations⁶ C, le niveau de travail familial sur l'exploitation de l'homme⁷ LF', le niveau de travail domestique de la femme LP¹ correspondent à des solutions intérieures. Les conditions du premier ordre s'écrivent alors après simplification :

-(éJU / ëJLF") / (dU / é)CJ

=

é)fd?./ é)LF"

-(ë}U / é)LF1) / (é}U / é)CJ -(µ / (é}U / ;JCJ)

=

é)fd?./ ë)LF¹ -(é}U/é}Ld)/(é}U/é)CJ-(t /(é}U/dC))

=w!

i =f,h

6 Le vecteur prix des consommations est choisi comme numéraire. On a donc Pc= 1.

[3]

[4]

[5i]

7 On suppose donc qu'il existe un travail masculin minimum sur l'exploitation (temps correspondant à des tâches de gestion, de supervision, ... )

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 7

-(iJU/iJLP¹)/{rJU/rJH) =iJH/rJLP¹ [6]

w-(TJl(rJU/rJC)) =rJnR/rJLH [7]

--11.=0

au

~ ~

où µ représente le multiplicateur de Lagrange associé à la contrainte de positivité sur le niveau de travail de la femme sur l'exploitation,

t

le multiplicateur associé à la contrainte de positivité sur le niveau du travail hors de l'exploitation de l'individu i, TJ le multiplicateur associé à la contrainte de positivité sur le niveau du travail salarié et  le multiplicateur associé à la contrainte budgétaire.

L'équation [3] montre qu'à l'optimum le taux marginal de substitution pour le chef d'exploitation entre le travail effectué sur l'exploitation et les biens de consommation est égal à la valeur de sa productivité marginale sur l'exploitation.

L'équation [ 4] montre qu'une solution intérieure apparait pour le travail familial de l'épouse sur l'exploitation, quand le taux marginal de substitution de ce travail aux biens de consommation est égal au profit marginal réalisé de par son activité sur l'exploitation ; quand ce taux marginal de substitution est supérieur au profit marginal, l'épouse du chef d'exploitation ne travaille pas sur l'exploitation. L'équation [5.f] décrit la condition de participation à une activité hors de l'exploitation pour l'épouse : quand le taux marginal de substitution du travail hors exploitation aux biens de consommation est supérieur au salaire reçu hors de l'exploitation, la femme ne travail!e pas hors de l'exploitation.

L'équation [ 6] donne l'égalité entre le produit marginal du travail domestique féminin et le taux marginal de substitution. Le terme de gauche de l'équation [ 6] permet de définir la valeur marginale du temps de la femme quand elle ne travaille ni sur ni hors de l'exploitation, ie -(

au

I rJLP¹) I (rJU / rJH) évaluée pour LF¹ = Lot = 0 ; cette valeur définit le salaire de réservation de l'épouse. Les décisions de participation à une activité agricole ou à une activité non agricole sont déduites de la comparaison de ce salaire de réservation avec le revenu marginal perçu pour ces activités. Ainsi, comme le note Huffinan (1976), le salaire reçu hors de l'exploitation est le coût d'opportunité de son temps quand elle a une activité extérieure à l'exploitation ; si elle ne travaille pas ni hors ni sur l'exploitation le coût d'opportunité est la valeur marginale du temps consacré aux activités domestiques.

L'équation [7] décrit la condition de l'emploi de travail salarié sur l'exploitation ( comparaison entre le coût du travail salarié et son prix implicite).

Les fonctions d'offre de travail sur et hors de l'exploitation de l'épouse sont dérivées

ANALYSE DE L'OFFRE DE 'Ill.AVAIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 8

de la résolution du programme [2], (forme réduite du modèle). La forme de ces fonctions dépend de la participation ou non du chef d'exploitation à un travail hors de l'exploitation, de l'utilisation ou non de travail salarié.

Ainsi, pour la fonction d'offre de travail hors de l'exploitation de l'épouse, la fonction s'écrit L0¹ (wt,

w!,

w, p, v, Z, E¹, E", D, A, B) si l'exploitant agricole travaille hors de l'exploitation et s'il y a du travail salarié sur J'exploitation. Par contre, si le chef d'exploitation ne travaille pas hors de l'exploitation et s'il y a du travail salarié elle s'écrit L0¹ (w[, w, p, v, Z, E¹, E\ D, A, B). Au total il y a quatre formes possibles pour la fonction d'offre de travail hors de l'exploitation pour l'épouse.

1.2. Spécification économétrique des décisions d'offre de travail

Le modèle ci-dessus permet de définir les critères de participation des épouses à une activité professionnelle hors de l'exploitation et sur l'exploitation. En notant wrf le salaire de réservation, la règle qui détermine la participation de la femme à une activité agricole s'écrit:

[9]

LF¹ =0 sinon

De la même manière, la condition de participation à une activité hors de l'exploitation est la suivante :

L(Y > 0 si

w!

> wrf

L(Y

=

0 sinon [10]

On suppose alors que le salaire de réservation wrf, le salaire

wf

et le prix implicite du travail familial sur l'exploitation s'écrivent comme des fonctions linéaires des variables explicatives, c'est à dire :

w1

^=X'a+E

wf

^=G'

/3

^+v

iJnR

iJLFI

=

X'r +u

[11]

où X est un vecteur des variables exogènes X=(p,v,Z,E¹,E",D,A,B,I'), G=(E¹,I'Jet a,

/3

^et

r

sont les vecteurs des paramètres à estimer, E, v et u sont les termes d'erreur.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TilA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 9

On définit ensuite deux variables muettes

D'°

¹ et IJ1ff :

D'°

¹ est égale à un si la femme travaille hors de l'exploitation, zéro sinon ; IJ1ff est égale à un si la femme a une activité sur l'exploitation, zéro sinon. Les règles de décisions peuvent finalement s'exprimer en fonction des variables exogènes, des paramètres à estimer et des termes d'erreurs de la manière suivante:

Prob[ LO¹ > 0]

=

^Prob[ Dior= 1]

=

Pr ob[ wrf < wt]

=

^{Prob[ Ek -vk} < G' /3-X' a] k

=

l, ... n n nombre d'individus [Jla]

Prob[ LF¹ >

O] =

^Prob[D'ff

= 1] =

^{Prob[ wrf <}

a:;

^1]

=

^{Prob[ E1: -uk <} X' r-X' ^a] _[12b]

Ainsi, une femme aura à la fois une activité sur et hors de l'exploitation si pour elle les conditions [12a] et [12b] sont vérifiées.

Puisque les décisions de participer à un travail sur l'exploitation et/ou hors de l'exploitation pour la femme, à un travail hors de l'exploitation pour l'homme et la décision d'utiliser du travail salarié sur l'exploitation sont simultanées, (cf. écriture du programme [2], une estimation jointe de ces quatre décisions semble appropriée. Si on suppose que les résidus, associés à chaque règle de décision ^8, sont distribués suivant une loi normale centrée réduite, il faudrait estimer un probit multinomial (Cramer, 1991, p.54) (les résidus peuvent être corrélés). Numériquement, l'utilisation d'un probit "quadrivarié" est très coûteuse car implique le maniement d'intégrales multiples. La solution appliquée ici est d'utiliser une procédure en deux étapes. Dans la première étape, des probits dichotomiques sont estimés.

Dans la seconde étape, les coefficients de corrélation peuvent être calculés en utilisant les lois marginales des couples. Cette manière de procéder est convergente mais n'est pas asymptotiquement efficace (Gouriéroux 1988). Ici, seuls les résultats concernant l'épouse sont présentés. Ainsi d'un point de vue économétrique, le modèle de participation des femmes à une activité agricole ou/et hors de l'exploitation est estimé par l'intermédiaire de deux probits dichotomiques.

Pour l'épouse, les variables qui augmentent son salaire dti réservation (toutes choses

8 Dans le modèle complet, deux règles de décision supplémentaires apparaissent : règles concernant la participation ou non du chef de l'exploitation à une activité hors de l'exploitation et l'utilisation ou non de travail saJarié.

ANALYSE DE L'OFFRE DE 1RA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES l 0

égales par ailleurs) réduisent la probabilité de travailler sur et hors de l'exploitation. En général, les variables exogènes vont faire varier le salaire de réservation, le salaire reçu hors de l'exploitation et le prix implicite du travail de l'épouse sur l'exploitation. Il est donc impossible de déterminer a priori l'incidence de ces variations sur la probabilité de travailler sur et hors de l'exploitation. Par exemple, une amélioration de l'éducation générale va vraisemblablement augmenter le salaire de réservation, le salaire reçu hors de l'exploitation et le prix implicite du travail de l'épouse sur l'exploitation. L'effet sur la probabilité de travailler sur l'exploitation et hors de l'exploitation est donc indéterminé. Il semble donc nécessaire d'évaluer empiriquement l'effet des variations des variables sur la probabilité de travailler sur l'exploitation et hors de l'exploitation.

2. RESULTATS

2.1. Données

La base de données est un échantillon au 1/100 ème de 9982 ménages agricoles tiré du Recensement Général de }'Agriculture de 1988. Après élimination des ménages de célibataires et des observations avec données manquantes, 7032 ménages sont finalement retenus dans les applications économétriques. Dans ce sous-échantillon, 70 % des femmes travaillent sur l'exploitation, 19 % exercent une activité professionnelle hors de l'exploitation, et 5 % travaillent à la fois sur et hors de l'exploitation ( cf. tableau 1.).

Tableau l . Répartition des épouses dans le sous échantillon suivant leur activité

Activité LFf=o LFf>O ^Total

Lof -o 1174 4554 5728

LOf >0 966 338 1304

Total 2140 4892 7032

Les différentes variables intervenant dans les équations de participation, de demande de travail et d'offre de travail sont réparties en quatre classes correspondant, respectivement, aux caractéristiques individuelles, aux caractéristiques familiales, aux caractéristiques de l'exploitation et aux caractéristiques locales.

Les caractéristiques individueUes (E;) sont l'âge et diverses variables mesurant le

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DFS EPOUSES DFS EXPLOITANTS AGRICOLES 11

"stock de capital humain" : niveau d'éducation générale, niveau d'éducation agricole, suivi ou non d'une formation permanente agricole, et expérience agricole. Quatre variables muettes exclusives définissent le niveau d'études générales (DUMEDUCk\· k

=

1, ... , 4). Le niveau de formation agricole est également défini par quatre variables muettes exclusives ( DUMAGR~; k

=

1, .. .4). Les caractéristiques familiales (A) sont le nombre d'enfants de moins de six ans, compris entre six ans et douze ans, et de plus de douze ans, et le nombre total de personnes à charge vivant sur l'exploitation. La spécialisation de l'exploitation est définie par huit variables catégorielles. Les autres caractéristiques de l'exploitation (Z et D) prises en compte sont la Surface Agricole Utilisée, l'existence ou non d'activités de tourisme, l'existence ou non d'activités de diversification, le bénéfice ou non d'un plan de développement et l'utilisation ou non d'un micro-ordinateur, de tracteurs de forte puissance.

Les revenus exogènes (B) pris en compte sont uniquement les subventions ( communautaires, nationales et locales) liées à l'activité agricole. Faute d'informations statistiques, il n'a pas été possible d'inclure les revenus exogènes du ménage non liés à l'activité agricole. Deux variables (I') permettent enfin de tenir compte de l'environnement économique du ménage : le taux de chômage, calculé au ni veau départemental, et la densité du département. Les définitions précises de ces différentes variables et les statistiques descriptives associées sont détaillées dans l'annexe 1.

Dans la base de données, toutes les informations sur les prix et salaires sont manquantes. On ne connait pas non plus le nombre d'heures passées hors de l'exploitation quand une personne exerce une activité hors de l'exploitation. En ce qui concerne les prix des outputs et les prix des inputs autre que le travail, on fera l'hypothèse que les exploitations font face aux mêmes prix . Pour les autres variables, les approximations suivantes sont utilisées :

- Pour le coût du travail salarié, on a utilisé des données issues du Réseau Comptable Agricole de 1988 ^9• Le salaire horaire des salariés de l'exploitation est disponible selon la spécialisation de l'exploitation.

- Pour les salaires, la seule indication disponible dans l'échantillon du RGA est la profession exercée hors de l'exploitation. A défaut, on utilise comme approximation les résultats publiés par l'Insee¹⁰ en 1991 sur la structure des salaires en France : les salaires annuels par profession, par région, et par sexe sont détaillés pour l'année 1988. On peut ainsi avoir une indication du salaire pour la femme et l'homme suivant la profession exercée et la région où est localisée l'exploitation.

9 Le RICA est une source de données sur les caractéristiques techniques et économiques des exploitations agricoles.

10 Les données sur les salaires proviennent de "la structure des salaires en 1986, la dernière enquête de 1986", collection Insee, résultats, octobre 1991.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 12

- Pour avoir une approximation du nombre d'heures passées hors de l'exploitation, on fera l'hypothèse que le temps de loisir des agriculteurs est une constante. Avec les données du RGA, on connait le nombre d'heures passées sur l'exploitation pour chaque individu ; aussi, on posera que le temps de travail est une constante ( constante calculée sur la base de 39 heures par semaine), temps réparti entre un travail hors et/ou sur l'exploitation pour les femmes ayant une activité hors de l'exploitation.

Dans l'annexe 2 est présenté un résumé statistique de ces trois variables.

2.2. Equations de participation

Les équations qui définissent la probabilité de participation de la femme à une activité professionnelle sur l'exploitation (équation [12a]) et hors de l'exploitation (équation [12b]) sont estimées par la méthode du maximum de vraisemblance : les paramètres estimés et leurs t de Student sont présentés dans le tableau 2. Les dérivées partielles associées aux différentes variables explicatives et les quasi-élasticités associées aux variables continues sont également présentées. Elles sont calculées au point moyen. La dérivée partielle associée à une variable représente la variation de probabilité de participation (à l'activité sur l'exploitation ou à l'activité hors de l'exploitation) induite par l'augmentation d'une unité supplémentaire de cette variable. La quasi-élasticité associée à une variable continue mesure l'impact sur la probabilité de participation d'une augmentation de 10 % de la variable considérée.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 13

Tableau 2. Modèles probit de participation à une activité agricole, à un travail rémunéré hors de l'exploitation Epouse du chef d'exploitation

n•7032

Travail sur l'exploitation Travail hors de l'exploitation

n-4892 n=l304

Variables explicatives paramètres dérivées paramètres dérivées estimés partielles estimés partielles

Constante - 2.221 (l) - 1.314

(-6.59) (-2.90)

Caractéristiques individuelles EÎ

AGEf +0.031 +0.011 (2) +0.177 +0.029

(+1.64) (+1.68)

AGEf • AGEf (• 10-2) -0.058 -0.020 - 0.209 - 0.034

(-3.09) (- 7.09)

AGEh +0.083 +0.029 - 0.071 -0.012

(+4.10) (- 2.62)

AGEh • AGEh (• 10-2) - 0.080 - 0.027 +0.005 +0.009

(--4.25) (+1.91)

DUMEDUC2f - 0.281 -0.098 +0.432 +0.071

(- 5.12) (+7.75)

DUMEDUC3f -0.648 - 0.226 +0.846 +0.139

(- 9.56) (+11.67)

DUMEDUC4f - l.105 -0.385 +1.527 +0.252

(- 12.07) (+15.84)

DUMEDUC2h - 0.071 -0.025 -0.040 - 0.007

(-1.39) (-0.72)

DUMEDUC3h - 0.310 - 0.108 +0.002 +0.0003

(- 3.58) (+0.02)

DUMEDUC4h -0.054 - 0.019 - 0.271 - 0.045

(-0.46) (-2.13)

DUMAGRlf +0.568 +0.198 - 0.343 - 0.057

(+5.58) (-3.25)

DUMAGR2f +0.549 +o.191 - 0.496 - 0.082

(+4.78) (-4.22)

DUMAGR3f +0.510 +0.178 - 0.402 -0.066

(+2.54) (-1.91)

DUMAGRth +0.009 +0.003 +0.078 +0.013

(+0.17) (+1.34)

DUMAGR2h +o.030 +0.010 +o.095 +0.016

(+o.48) (+5.50)

DUMAGR3h +0.029 +0.009 -0.018 -0.003

(+0.29) (-0.18)

EXPh +0.025 +0.008 -0.025 -0.004

(+1.04) (-8.09)

DUMPERMh +0.153 +0.053 +0.084 +0.014

(+2.59) (+1.42)

Caractéristiques /Qllliliales A

INFE6 +o.007 +0.003 -0.315 - 0.052

(+0.15) (-6.21)

KJDS612 +0.020 +0.007 -0.241 • 0.040

(+0.55) (-6.33)

SUPl2 +0.076 +0.027 - 0.238 -0.039

(+2.81) (- 7.28)

NBPERS -0.004 - 0.001 +0.055 +0.009

(-0.19) (+2.56)

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 14

Caractéristiques de l'exploitation Z, D

SAU (.10- 1) +0.027 +0.009 (3) - 0.048 - 0.008

(+6.38) [+0,58] (-7.24) [-3,67]

DUMCEREA - 0.332 - 0.1 I 6 +0.308 +0.051

(-5.29) (+4.11)

DUMHORT +0.139 +0.048 - 0.087 - 0.014

(+ 1.34) (-0.13)

DUMFRUIT +0.066 +0.023 -0.107 -0.018

(+0.97) (- 1.29)

DUlviLAIT +0.203 +0.071 - 0.114 -0.019

(+3.35) (-1.58)

DUMPORC +0.185 +0.064 - 0.218 - 0.036

(+1.43) (- 1.52)

DUMVEG - 0.009 - 0.003 +0.114 +0.019

(-0.12) (+1.14)

DUMANIM +0.175 +0.061 - 0.090 - 0.015

(+1.94) (- 0.83)

DUMGAEC - 0.412 - 0.144 +0.274 +0.045

(-5.35) (+3.19)

DUMMICRO +0.126 +0.044 -0.156 -0.026

(+1.88) (- 2.17)

DUMDIVERS +0.357 +0.125 - 0.224 -0.037

(+8.96) (- 4.68)

DUMTOURISM +0.831 +0.289 +0.265 +0.044

(+4.87) (+1.97)

DUMDEV +-0.279 +0.097 - 0.234 - 0.039

(+4.66) (- 3.68)

DUMTRACT +0.249 +0.087 -0.127 -0.039

(+5.29) (- 2.31)

Revenu exogène B

SUBVEN (.10-5) - 0.437 • 0.152 +0.195 +0.032

(- 2.57) [0,25] (+0.98) [+0,33]

Caractéristiques locales

r

DENSITE ( • l 04 ) ^{-0.014 - 0.047 +0.180 +0.296}

(-0.10) [- 0,0 IJ (+1.20) [+0,41]

CHOMDEP • 0.003 • 0.001 - 0.042 - 0.007

(-0.31)

r- o

^{141 (-3.97)}

r -

1,151

(1) Les t sont donnés entre parenthèses ; dans un grand échantillon, les estimateurs du maximum de vraisemblance convergent vers une loi normale si bien que la significativité des coefficients peut être testée avec des t statistiques (Judge et al. 1985).

(2) La dérivée partielle évaluée à la moyenne empirique des variables continues, à la valeur zéro pour les variables muettes est solution du calcul

,m

= a;-Â:-ap((-X' a l 12) où a; correspond au coefficient estimé

q}{j l! 2tr

le

pour la variable X; et X'a = ao

'"J;

a/K; où k est le nombre de variables non muettes, et Kj la moyenne

j•I

empirique de la variable j.

(3) Entre crochets, le chiffre reporté iodique l'impact de 10% de la variable considérée sur la probabilité de participation (Cramer,1991); ces quasi-élasticités sont calculées au poi.ot moyen.

ANALYSE DE L'OFFRE DE 1M V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 15

L'hypothèse selon laquelle "tous les paramètres, sauf la constante, sont nuls" ( c'est-à- dire les variables explicatives retenues n'ont pas d'influence sur la probabilité de participation) est rejetée, au seuil de 1 % et sur la base de la statistique du rapport des vraisemblances¹¹.

Les effets des variables explicatives sont commentés suivant les quatre groupes de caractéristiques.

i) caractéristiques individuelles

La probabilité de participation de la femme à une activité professionnelle, sur ou hors de l'exploitation, est influencée, non seulement par son âge, mais aussi par celui du conjoint. De plus, les effets des deux âges ne sont pas constants, les coefficients associés aux variables "âge au carré" étant statistiquement différents de zéro.

Dans les deux équations, la probabilité de participation de la femme croît avec son âge dans un premier temps, puis décroît dans un second : l'effet cycle de vie est donc quadratique. L'effet de l'âge est positif jusqu'à 53 ans dans la première équation, jusqu'à 83 ans (!) dans la seconde. L'impact positif maximum sur la probabilité de participation à une activité sur l'exploitation a lieu à l'âge de 27 ans, l'impact positif maximum sur la probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation a lieu à l'âge de 42 ans. En d'autres termes, le salaire de marché (respectivement le prix implicite du travail agricole) augmente par rapport au salaire de réservation jusqu'à 53 ans (respectivement 83 ans), mais l'effet marginal est négatif à partir de 27 ans (respectivement 42 ans).

L'impact de l'âge de l'homme sur la probabilité de participation de la femme est différent dans les deux équations. Dans le cas de l'activité sur l'exploitation, l'impact est croissant et positif jusqu'à 52 ans, décroissant mais toujours positif de 52 à 104 ans (!), décroissant et négatif ensuite. Dans le cas de l'activité hors de l'exploitation, la relation est inversée et se présente donc en forme de "U" : néanmoins, l'impact est toujours négatif et croissant dans la limite des âges concevables (l'effet maximum ayant lieu, théoriquement, à 710 ans !).

L'analyse des influences des variables d'éducation est menée conditionnellement à un état de référence, qui correspond au cas où les deux conjoints n'ont aucune formation (agricole et générale) ou n'ont suivi que des études primaires.

Le niveau d'éducation générale de la femme exerce une influence positive sur sa probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation, mais négative sur celle de

11 Sous l'hypothèse nulle, cette statistique suit un khi-deux à 39 degrés de liberté.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRAVAIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 16

participer à une activité sur l'exploitation. L'effet croit ( en valeur absolue) avec le niveau d'éducation dans les deux cas, et il est plus important (toujours en valeur absolue et pour un niveau d'éducation donné) sur la probabilité de participation à l'activité agricole que sur celle de participation à l'activité extérieure. Ainsi, l'effet marginal de la possession d'un diplôme universitaire est égal à -0,38 dans la première équation, et à 0,25 dans la seconde équation.

L'effet (positif) de l'éducation générale de la femme sur son salaire de réservation est donc supérieur à l'effet ( également positif) sur le prix implicite de son travail familial, mais inférieur à l'effet (toujours positif) sur son salaire de marché.

La relation est inversée dans le cas des effets de la formation agricole de la femme sur sa probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation ou sur l'exploitation. La formation agricole de la femme joue positivement sur sa probabilité de participation aux activités de l'exploitation, mais négativement sur celle de participer à une activité rémunérée extérieure. La hiérarchie des effets, positifs, de l'éducation agricole de la femme sur les trois

"salaires" est donc : augmentation du prix implicite du travail familial > augmentation du salaire de réservation> augmentation du salaire de marché. Enfin, il est clair que l'impact de l'éducation agricole est plus important, en valeur absolue, sur la probabilité de travailler sur l'exploitation que sur celle de travailler hors de l'exploitation.

Les variables mesurant le niveau d'éducation générale de l'homme exercent une influence négative sur la probabilité de participation de la femme dans les deux cas, mais l'effet est plus important, en valeur absolue, sur la probabilité de participation à l'activité agricole. Les coefficients des variables associées au niveau de formation agricole de l'homme ne sont pas statistiquement différents de zéro sauf dans le cas de la variable muette "formation secondaire agricole" dans la seconde équation, mais l'effet marginal, mesuré par la dérivée partielle, est seulement égal à 0,01.

Une plus grande expérience agricole de l'homme joue négativement sur la probabilité de participation de la femme à une activité hors de l'exploitation : une année d'expérience supplémentaire diminue la probabilité de 4 %. L'effet de cette variable sur la probabilité de participation de la femme aux activités de l'exploitation est positif, mais le coefficient n'est pas statistiquement différent de zéro. Enfin, la participation de l'homme à des sessions de formation (agricole) accroît la probabilité de participation de la femme dans les deux équations, l'effet marginal étant quatre fois plus important dans le cas du travail sur l' exp 1 oi tation.

ii) caractéristiques familiales

L'effet des enfants sur la probabilité de participation de la femme à une activité hors de l'exploitation est, quels que soient les âges de ces derniers, négatif. Le nombre d'enfants

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AfL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 17

augmente donc le salaire de réservation de la femme ( on suppose que le nombre d'enfants n'a pas d'influence directe sur le salaire de marché12). Cet effet décroît, faiblement, avec l'âge des enfants : un enfant supplémentaire de moins de six ans diminue la probabilité de participation à une activité extérieure de 5,2 %, mais un enfant supplémentaire de plus de 12 ans diminue cette probabilité de 3,9 %. L'influence négative du nombre d'enfants sur la probabilité de participation de la femme à une activité hors de l'exploitation est un résultat que l'on retrouve dans la quasi-totalité des études appliquées à des données américaines (Tokle et Huffman, 1991), canadiennes (Thompson, 1985) ou italiennes (Corsi, 1991), mais le coefficient associé à la variable "nombre d'enfants d'âge supérieur à 12 ans" est souvent non statistiquement différent de zéro (cf., par exemple, Huffman et Lange, 1989).

Les coefficients associés aux variables "nombre d'enfants de moins de six ans" et

"nombre d'enfants compris entre six et douze ans" ne sont pas statistiquement différents de zéro dans l'équation de participation à l'activité sur l'exploitation. On peut donc en conclure qu'un enfant supplémentaire de moins de douze ans augmente le prix implicite du travail agricole de la femme et son salaire de réservation dans des proportions équivalentes, de telle façon que le rapport de ces deux prix reste inchangé. Le nombre d'enfants ayant plus de douze ans a un impact positif sur la probabilité de participation à l'activité agricole, l'effet marginal d'un enfant supplémentaire de plus de douze ans étant égal à 2, 7 %. Cette influence positive est vraisemblablement liée à la substitution dans "la fonction de production" des biens domestiques entre la femme et les enfants les plus âgés : une partie du travail domestique peut être facilement assurée par les enfants âgés de plus de douze ans, ce qui permet à la femme de participer à l'activité agricole.

Le nombre total de personnes vivant sur l'exploitation exerce une influence négative sur la probabilité de participation à une activité professionnelle hors de l'exploitation, mais l'effet marginal est faible (0,9).

iii) caractéristiques de l'exploitation

La taille de l'exploitation, mesurée par la Surface Agricole Utilisée, exerce une influence positive sur la décision de participation à l'activité agricole, mais négative sur la décision d'exercer une profession extérieure. Une augmentation de 10 % de la SAU augmente la probabilité de participation à l'activité agricole de 0,58 % seulement, mais diminue la probabilité de travailler à l'extérieur de 3,67 %. La SAU a donc pour effet d'accroître à la fois le salaire de réservation et le prix implicite du travail agricole de la femme, l'augmentation de ce dernier étant proportionnellement plus importante.

12 Le nombre d'enfants peut néanmoins exercer une influence indirecte sur le salaire de marché via l'effet de discontinuité sur l'expérience dans la profession extérieure.

ANALYSE DE L'OFFRE DE 1M V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 18

L'impact des variables représentant l'orientation productive de l'exploitation est analysé conditionnellement à un état de référence qui correspond à une exploitation non spécialisée (cf. annexe 1). Un coefficient positif (respectivement négatif) associé à une spécialisation donnée indique donc que le "passage" de l'état non spécialisé à cette spécialisation accroît (respectivement décroît) la probabilité de travailler sur l'exploitation dans la première équation, hors de l'exploitation dans la seconde.

Dans l'équation définissant la probabilité de travailler sur l'exploitation, le coefficient associé à la spécialisation "grandes cultures" est négatif, alors que les coefficients associés aux différentes spécialisations animales (lait, porcs, et autres productions animales) sont positifs. Dans l'équation définissant la probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation, les signes de ces mêmes coefficients sont opposés : positif pour les grandes cultures, négatif pour les spéculations animales (dans le cas des orientations animales, la significativité des coefficients est cependant faible). L'impact marginal de ces variables de spécialisation est plus élevé, en valeur absolue, dans la première équation que dans la seconde: ainsi, la spécialisation dans les grandes cultures diminue la probabilité de participation à l'activité agricole de 11,6 %, et augmente la probabilité de travailler à l'extérieur de 5, 1 % ; dans le cas du lait, la probabilité de travailler sur l'exploitation augmente de 7,1 %, celle de travailler à l'extérieur diminue de 1,9 %.

Les résultats précédents peuvent être interprétés à la lumière de la substitution imparfaite entre travail familial masculin et féminin dans le processus de production agricole.

Plusieurs tâches spécifiques en orientations animales sont majoritairement remplies par les femmes, ou par le recours au travail salarié: traite, alimentation, ... Par contre, les travaux des champs en grandes cultures sont exécutés prioritairement par l'homme.

Le statut de l'exploitation, c'est-à-dire la gestion familiale de celle-ci ou l'appartenance à un Groupement Agricole d'Exploitations en Commun (GAEC) dans lequel l'agriculteur est salarié, a une influence significative sur la probabilité pour la femme de travailler sur l'exploitation et hors de l'exploitation. L'appartenance à un GAEC diminue la probabilité de participation à l'activité agricole, l'effet marginal étant de 14,4 %, et augmente la probabilité de travailler à l'extérieur avec un effet marginal de 4,5 %. Le premier résultat est lié à la substitution du travail de la femme sur l'exploitation par le travail des autres associés (masculins) du GAEC. En termes de variations des différents salaires, l'appartenance à un GAEC diminue à la fois le salaire de réservation de la femme et le prix implicite de son travail agricole, la diminution de ce dernier étant, proportionnellement et en valeur absolue, plus importante.

Les effets des autres caractéristiques de l'exploitation sont positifs sur la probabilité de travailler sur l'exploitation et négatifs sur la probabilité de travailler hors de l'exploitation,

ANALYSE DE L'OFFRE DE l1lA. V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANI'S AGRICOLES 19

à l'exception de la variable muette prenant en compte la présence d'activités de tourisme sur l'exploitation dont l'impact est positif clans les deux équations (néanmoins, l'effet marginal de cette variable est nettement plus important sur la probabilité de travailler sur l'exploitation que sur celle de travailler hors de l'exploitation, 28,9 % et 4,4 % respectivement).

De façon générale, ces variables muettes caractérisent un plus grand degré de

"développement" et de "professionalisation" de l'exploitation. La présence d'activités de diversification et de tourisme sur la ferme peut ainsi s'interpréter comme une volonté d'accroître ( et/ou de diversifier) les revenus de l'exploitation, et donc comme une alternative au travail hors de l'exploitation.

Les revenus exogènes liés à l'activité agricole (subventions) ont une influence négative sur la probabilité de travailler sur l'exploitation : une augmentation de 10 % de ceux- ci diminue la probabilité de 0,3 %.

iv) caractéristiques locales

Le coefficient associé à la variable "densité du département" où est localisée l'exploitation n'est pas statistiquement différent de zéro dans les deux équations. Le taux de chômage du département dans lequel est située l'exploitation exerce une influence significative et négative sur la probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation, une augmentation de 10 % de ce taux entraînant une diminution de la probabilité de 7,8 %.

Cette variable n'est pas significative dans le cas de l'activité sur l'exploitation.

Après avoir expliqué la probabilité de participer à une activité sur et/ou hors de l'exploitation, on s'intéresse maintenant au sous-échantillon des femmes ayant une activité professionnelle hors de l'exploitation. Deux estimations sont effectuées : une pour le salaire ainsi qu'une pour le nombre d'heures annuelles passées hors de l'exploitation.

2.3. Equation de salaire

L'estimation de l'équation du salaire féminin comporte un biais car on raisonne sur le sous-échantillon des femmes actives : il y a un biais d'auto-sélection. Ce biais est corrigée par la méthode d'Heckman ; avec cette méthode, on utilise le modèle probit de participation pour calculer l'inverse du ratio de Mill (Heckman 1979). Cette correction donne des estimateurs sans biais des coefficients mais des estimateurs non efficaces (Lee et Maddala 1980).

Les résultats de l'estimation

Wo =

^{f (E1,} l) donnent:

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 20

+3,255 (+36,52) +0,203 DUMEDUC3f (+11,05)

+0,096.1 o-3oENSITE (+3,00)

+0,048LAMBDAf (+2,63)

+0,014AGEf (+3,48)

-0,013.I0·2(AGE~ 2 (-2,67)

+0,389DUMEDUC4f -0,038DUMAGR2f

(+17,03) (-1,14)

-0,430.1 o-5cHOMDEP (-0,002)

n = 1304 R2= 0 32 R2 ajusté= 0,31 '

les t de Student sont présentés sous chaque coefficient

+0,070DUMEDUC2f (+4,70)

+0,049DUMAGR34f"

(+1,83)

(•) En raison du très faible effectif associé à la quatrième variable définissant le niveau de fonnation agricole cette variable a été agrégée avec la troisième variable.

L'équation de salaire correspond à l'équation de demande pour le travail hors de l'exploitation (Huffman et Lange).

L'âge de la femme et la durée des études sont des indicateurs de la qualification professionnelle des individus et donc influencent le niveau de salaire.

L'âge a une influence positive et significative; l'effet maximal apparait à l'âge de 54 ans (plus tard que l'effet maximal trouvé précédemment sur la probabilité de participation à une activité hors de l'exploitation).

Le niveau de formation générale a un impact positif et d'autant plus important que l'individu a suivi des études longues (augmentation des coefficients) ; les coefficients des variables représentant le niveau d'études générales sont beaucoup plus élevés que les coefficients des variables définissant la formation agricole.

Dans la spécification de cette équation de salaire, il manque une mesure de l'expérience professionnelle de l'épouse du chef d'exploitation (information absente dans la base de données). Pour compenser cet aspect, le nombre d'enfants a été introduit comme variable explicative. Cette variable pourrait permettre de mettre en évidence la discontinuité de la vie professionnelle de la femme (existence de périodes de retrait du marché de travail au moment de la naissance des enfants). Mais le coefficient de cette variable n'est pas significativement différent de zéro.

Parmi les caractéristiques locales, seule la densité du département joue un effet significatif et positif sur le niveau de salaire.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DllS EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLF.S 21

Enfin, il apparait que la valeur du coefficient d'Heckman (noté LAMBDA) est significativement différente de zéro ; le biais d'autosélection est donc un problème:

l'introduction de ce coefficient permet d'obtenir des estimateurs non biaisés.

2.4. Equations d'offre de travail à l'extérieur

Précédemment, lors de la résolution du modèle il a été montré que la forme de la fonction d'offre de travail de la femme était conditionnelle au comportement du chef d'exploitation, à l'emploi de travail salarié sur l'exploitation. Aussi, dans l'estimation du nombre d'heures passées hors de l'exploitation il faut désagréger l'échantillon suivant les alternatives existantes ; le tableau 3 donne les effectifs de chaque sous-échantillon.

Tableau 3. Quatre alternatives quand l'épouse travaille hors de l'exploitation Sous-échantillon des femmes ayant une activité hors de l'exploitation Lof> 0,

n= 1304

n=497 n-453 n=244 n=l 10

L'époux ne travaille pas L'époux ne travaille pas L'époux travaille hors de L'époux travaille hors de hors de l'exploitation, hors de l'exploitation, l'exploitation, l'exploitation,

Il n'y a pas de travail Il y a du travail salarié Il n'y a pas de travail Il y a du travail salarié salarié sur l'exploitation sur l'exploitation salarié sur l'exploitation sur l'exploitation

Loh=O Loh•O Loh>O Loh>O

LH=O LH>O LH=O LH>O

Dans certaines études américaines traitant les décisions jointes du chef d'exploitation et de son épouse, des estimations du nombre d'heures annuelles passées hors de l'exploitation sont réalisées (Huffman et Lange, Lass et Gempesaw). Ces estimations désagrègent l'échantillon des femmes actives hors de l'exploitation en deux groupes (suivant que le chef d'exploitation travaille ou non hors de l'exploitation). Mais le travail salarié n'était pas pris en compte.

Les estimations des quatre équations d'offre de travail se réalisent à partir de quatre sous-groupes qui ne sont pas aléatoires car des critères de sélection ont été utilisés pour constituer ces groupes. La méthode d'Heckman est utilisée pour corriger le biais de sélectivité. Trois coefficients ont été générés à partir des probits dichotomiques suivants : le probit expliquant la probabilité d'exercer une activité hors de l'exploitation pour la femme, pour l'homme et le pro bit expliquant la probabilité de l'utilisation du travail salarié 13• Ainsi,

13 Ces coefficients sont notés respectivement larnbdalof, lambdaloh et larnbdalh.

ANALYSE DE L'OFFRE DE TRA V AIL DES EPOUSES DES EXPLOITANTS AGRICOLES 22

dans le quatrième sous groupe qui regroupe les exploitations où le chef d'exploitation et son épouse ont wie activité hors de l'exploitation et où il y a du travail salarié sur l'exploitation les trois coefficients sont introduits dans l'estimation.

Pour éviter les problèmes de colinéarité les variables de formation générale (DUMEDUCk' k

=

^1... 4) sont agrégées en wie seule variable notée DUMEDUC; qui vaut 1 si l'individu i a au moins le baccalauréat zéro sinon. De la même manière, une seule variable muette définit maintenant le niveau de formation agricole : DUMAGR' est égal à wi si l'individu i a au moins wi diplôme agricole de niveau secondaire, zéro sinon.

Les quatre équations d'offre de travail sont présentées dans le tableau 4.