Géographie Économie Société : Article pp.145-159 du Vol.12 n°2 (2010)

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Géographie, Économie, Société 12 (2010) 145-159

GÏOGRAPHIE ÏCONOMIE SOCIÏTÏ GÏOGRAPHIE ÏCONOMIE SOCIÏTÏ

Prime urbaine et aménités locales

Une étude de la formation des salaires en Grèce Urban wage premium and local amenities

Evidence from the Greek case

Michel Dimou

PIMENT, Université de La Réunion, 29, Rue Cézanne, 97432 Saint Pierre

Résumé

L’objectif de cet article est d’étudier le rôle des aménités locales dans la détermination des salaires urbains en Grèce. Il prétend apporter un complément d’analyse aux approches récentes en matière de prime urbaine qui cherchent à expliquer le différentiel des niveaux des rémunérations des travailleurs entre les villes par les effets de productivité ou par l’hétérogénéité du marché du travail. Ce travail s’appuie sur le modèle de Gabriel et Rosenthal qui permet de prendre en considération non seulement les caractéristiques intrinsèques des travailleurs mais également le rôle des aménités locales, définies comme un ensemble de compensations non-monétaires du travail, dans la formation d’une prime urbaine. Les résultats obtenus montrent, par ailleurs, que cette prime concerne davantage les salaires distribués par les petites et moyennes entreprises plutôt que ceux distribués par les grandes firmes.

Summary

The aim of this paper is to study the impact of local amenities on urban wages in Greece. It breaks through the previous recent dichotomous approaches on urban wage premium, according to which, salary differentials are due either to productivity effects or to the heterogeneity of the labor market.

The econometric work is based upon Gabriel and Rosenthal’s model in order to show that by omit- ting specific cities’ effects such as local amenities and local cost of living, some important infor-

*Adresse email : dimou@univ-reunion.fr

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mation on the labor force characteristics such as gender, age, tenure and education may be biased.

Among the paper’s results, one should note the fact that the urban wage premium seems stronger within the small and medium size firms rather than the larger firms.

Mots clés : Prime urbaine, aménités locales, marché du travail, villes Keywords: Urban wage premium, local amenities, labor market, cities

1. Introduction

Les origines des analyses sur la différentiation spatiale des salaires remontent aux écrits de Weber (1899) qui met en évidence la disparité des rémunérations des travailleurs non qualifiés entre les villes et les campagnes de la Prusse du dix-neuvième siècle. Par la suite, de nombreuses approches, à l’intersection de l’analyse spatiale et l’économie du travail, ont investi ce sujet, en se focalisant essentiellement sur les disparités entre revenus urbains et ruraux (Roback, 1982, Henderson, 1982, Helsley et Strange, 1990).

Plus récemment, certains auteurs ont mis l’accent sur la formation d’un « urban wage premium », c’est-à-dire d’une prime urbaine qui correspond à une rente de revenu liée à la localisation des travailleurs en milieu urbain (Glaeser et Maré, 2001, Wheeler, 2001, Wheaton et Lewis, 2002, Möller et Haas, 2003, Head et Mayer, 2006, Yankow, 2006, Amiti et Cameron, 2007, Combes et al., 2008). Leurs travaux montrent non seulement que le salaire moyen est plus élevé dans les grandes agglomérations que dans les petites villes ou en milieu rural, mais également que son taux de croissance est plus fort dans les premières que dans les seconds.

Plusieurs explications théoriques sont avancées pour justifier ces disparités salariales croissantes (Halfdanarson et al., 2008). Un premier ensemble englobe les approches selon lesquelles, la concentration de l’emploi et des activités est génératrice d’une productivité supérieure du travail et, par conséquent, de rémunérations salariales plus élevées. Un second ensemble émet l’hypothèse que la distribution inégale du capital humain, et donc l’hétérogénéité des travailleurs, est à l’origine des disparités des niveaux de salaire entre différentes localités. Enfin, d’autres travaux, de nature plus empirique, mettent en évi- dence le fait que la différentiation spatiale des rémunérations du travail n’apparait qu’au- delà de certains seuils de salaire ou pour certains secteurs et/ou activités.

Ces différentes approches élaborent un cadre théorique pluriel permettant d’interpré- ter la formation d’une prime urbaine, sans néanmoins développer un modèle susceptible de décrire une relation « de cause à effet » entre la taille d’une ville et le niveau des rémunérations salariales pratiquées. Par ailleurs, sur un plan empirique, cette corrélation ne semble pas toujours validée, car les plus grandes villes ne fournissent pas systéma- tiquement les salaires les plus élevés et la petite taille urbaine n’est pas nécessairement synonyme de faibles rémunérations. Ainsi, le salaire moyen à San José, la Capitale de la Silicon Valley, est nettement plus élevé qu’à Minneapolis ou à Detroit, qui sont des villes respectivement sept et quinze fois plus peuplées (Saxenian, 1996).

La limite principale de ces approches réside sur le fait qu’elles réduisent la prime urbaine à la seule différence des salaires nominaux distribués ; or, il semble évident que la compensation des travailleurs inclut également un ensemble d’avantages non-monétaires, sous forme de

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consommation d’aménités locales, liés aux spécificités de chaque ville. Ces aménités locales peuvent être définies comme les agréments de la vie urbaine, déterminés par la conjonction d’un certain nombre de caractéristiques propres de chaque ville, telles que la diversité des services destinés aux ménages, la présence d’infrastructures publiques locales, l’accès à une consommation diversifiée, la qualité environnementale et le cadre de vie ou l’offre culturelle locale. Par ailleurs, à côté de ces avantages, un ensemble de désavantages tels que le coût de la vie urbaine doivent également être comptabilisés (Azariadis, 1975, Blomquist et al., 1988).

Cette option fut explorée par le travail original de Gabriel et Rosenthal (1999) qui prolongent la voie tracée par Tiebout (1956), Roback (1982) et Rosen (1986), en propo- sant un modèle de détermination des salaires, avec migration interrégionale du travail, où chaque travailleur doit optimiser son choix de localisation en fonction des niveaux de rémunération nominale dans chaque ville, mais aussi des aménités et contraintes spéci- fiques locales. Ils montrent, alors, que l‘apparition d’une prime urbaine peut être partiel- lement « compensée » par la différentiation des aménités urbaines.

L’objectif de ce papier est de poursuivre le travail de Gabriel et Rosenthal (1999), en cherchant à comptabiliser les spécificités locales dans la formation de la prime urbaine dans les villes grecques. Dans ce pays, le salaire moyen stagne globalement durant la dernière décennie, tandis que les disparités salariales augmentent à cause de la croissance des rémunérations les plus élevées. La distribution des salaires épouse ainsi une allure convexe (Christopoulou et Cosma, 2009). Comme le signale Livanos (2007), le caractère spatial des disparités salariales persiste, malgré une régulation institutionnelle forte du marché du travail, basée sur un ensemble d’accords collectifs nationaux et non pas secto- riels comme dans d’autres pays européens.

Afin d’expliquer la persistance régionale des disparités salariales en Grèce, un certain nombre de chercheurs adoptent des modèles mincériens dont la caractéristique principale est la prise en compte des seules caractéristiques idiosyncratiques des travailleurs, permettant notamment d’évaluer la compensation des efforts d’éducation et/ou d’expé- rience (Kanellopoulos et Mavromaras, 2002, Cholezas, 2004, Martins et Pereira, 2004, Tsakloglou et Cholezas, 2005), tandis que d’autres se focalisent davantage sur les diffé- rentiations sectorielles ou le clivage entre le secteur privé et le secteur public qui reste le plus grand employeur dans ce pays (Papapetrou, 2006).

En s’appuyant sur la base des données de l’enquête sur le budget des ménages de la Banque de la Grèce pour l’année 2004, ce papier complète les travaux empiriques précé- dents, en ajoutant une dimension spatiale qui permet de prendre en considération le rôle des aménités et contraintes locales dans la formation des salaires dans les grandes villes grecques. Il montre, par ce biais, que la différentiation des salaires nominaux, synonyme de l’apparition d’une prime urbaine doit être relativisée dès lors que l’on tient compte du coût de la vie locale et de l’existence d’aménités spécifiques dans chaque ville. Dans ce cas, l’hétérogénéité de l’offre du travail joue un rôle moins important que le laissent présager les études empiriques précédentes.

Cet article est construit de la façon suivante : la deuxième section entame une revue de littérature sur la formation de la prime urbaine qui met essentiellement en évidence l’opposition entre les approches sur les externalités d’agglomération et celles sur l’hé- térogénéité des marchés locaux du travail. La troisième section présente le modèle de Gabriel et Rosenthal (1999) qui permet de considérer le rôle des spécificités locales dans

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la formation des salaires. La quatrième section aborde certains choix méthodologiques : la spécification du modèle de Gabriel et Rosenthal ainsi que la base des données utilisées pour l’étude des disparités salariales en Grèce. La cinquième section fournit les résul- tats des régressions économétriques, en mettant en évidence le fait que la prime urbaine concerne davantage les salaires distribués par les petites et moyennes entreprises plutôt que les grandes firmes. La dernière section apporte quelques éléments de synthèse et de conclusion.

2. La prime urbaine : une revue de littérature

Les travaux sur la prime urbaine proposent d’intégrer une composante spatiale dans la littérature économique qui étudie les causes et les conséquences des disparités salariales dans les pays industrialisés (Katz et Murphy, 1992, Murphy et Welch, 1992, Blanchflower et Oswald, 1994).

Selon Glaeser et Maré (2001), les salaires dans les villes américaines de plus de un million d’habitants sont, en moyenne, supérieurs de 36 % aux salaires distribués dans les villes de taille inférieure. Dans une étude plus récente, Yankow (2006) soutient que les différences des rémunérations oscillent entre 17 et 22 %, pour un même niveau de qualification entre les espaces urbains et les espaces ruraux aux Etats Unis. D’autres études confirment l’apparition d’une prime urbaine en Italie (Addario et Patacchini, 2006), au Canada (Beckstead et al., 2005) ou en Allemagne (Lehmer et Möller, 2009).

Certes, comme le soulignent Glaeser et Maré (2001), ces comparaisons ne concernent que les salaires nominaux ; or, lorsque l’on tient compte des salaires réels, ces différences ont tendance à se réduire, voire à s’estomper dans certains cas. Cependant, bien que l’introduction du coût de vie en milieu urbain conduise à relativiser les écarts de rémunéra- tion régionale observés, elle ne permet pas d’interpréter de façon satisfaisante, selon ces auteurs, l’apparition d’une prime urbaine dans les agglomérations de grande taille.

Un premier ensemble d’approches interprétatives considère que la différentiation de rémunération entre sites urbains résulte des gains de productivité liés à l’apparition d’ex- ternalités d’échelle localisées (Ciccone et Hall, 1996, Ellison et Glaeser, 1997, Feldman et al., 1999, Duranton et Puga, 2001, Dumais et al., 2002, Henderson, 2003, Rosenthal et Strange, 2003). Celles-ci découlent, d’une part, de la concentration d’entreprises spé- cialisées (externalités de type MAR) permettant, à la fois, un meilleur appariement dans le marché du travail (Andersson et al., 2007) et une circulation des informations et des connaissances entre les travailleurs (Huriot et Thisse, 2000) et, d’autre part, du dévelop- pement général des infrastructures urbaines (externalités de type Jacob), ce qui se traduit par une fluidité des processus de production locale et l’introduction de nouvelles connaissances dans le marché de travail (Baldwin et al., 2008).

Brown and Medoff (1989) relativisent la seule portée des externalités d’agglomération sur la formation d’une prime urbaine, en arguant que les grandes firmes distribuent des salaires plus élevés que les petites et moyennes entreprises, tout en se localisant davantage près des grandes aires urbaines. Dans ce cas, une partie de la prime urbaine ne serait, en réalité, qu’un différentiel de rémunération associé à un différentiel de productivité du travail, lié à la taille (génératrice d’économies d’échelle internes) des firmes présentes dans les grandes agglomérations. Wheeler (2001) montre, ainsi qu’il existe une relation

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positive entre la taille d’une ville et la taille des firmes qui s’y trouvent implantées. Il propose, dès lors, de départager les effets de la localisation et les effets de l’organisation industrielle sur la formation d’une prime urbaine.

Un deuxième grand ensemble d’approches examine la disparité des salaires urbains en mettant davantage l’accent sur l’hétérogénéité du marché du travail (Rudd, 2000, Acemoglu et Angrist, 2000, Wheeler, 2001, Moretti, 2004, Combes et al., 2008,). Selon ces auteurs, le niveau de rémunération salariale est fonction de la présence d’un capital humain localisé. Certaines agglomérations, notamment les grandes villes, ont tendance à concentrer le travail hautement qualifié et mieux rémunéré, avec des effets d’entraîne- ment à la hausse sur l’ensemble des salaires locaux, y compris ceux de la main d’œuvre non qualifiée. La différentiation des salaires urbains serait, ainsi, liée à la distribution inégale du capital humain entre différentes villes.

Duranton et Monastiriotis (2002), puis Combes et al. (2008) considèrent qu’il y a une tendance de péréquation du niveau des salaires pour un niveau de qualification donnée, peu importe la localisation des travailleurs. Ils expliquent, alors, que les disparités inter- régionales des salaires sont davantage liées aux compétences observées et inobservées des travailleurs, c’est à dire aux différences en dotation de capital humain. Combes et al.

(2008) considèrent que ces différences expliquent entre 40 et 50 % des écarts de rémuné- ration entre les régions françaises. Yankow (2006), de son côté, estime qu’environ 70 % de la prime urbaine, observée dans les villes américaines de plus de 250 000 habitants doit être attribuée aux caractéristiques spécifiques des travailleurs et à la composition des compétences dans le marché local du travail.

Dans une tentative de lier les effets des externalités d’agglomération et l’hétérogénéité du facteur travail, Mion et Naticchioni (2008) estiment, à travers le cas italien, qu’environ 75 % des différences salariales sont liées aux effets de spécialisation des villes et à l’existence d’externalités marshalliennes de localisation. Ceci leur permet d’émettre l’hypothèse que les travailleurs les plus productifs sont concentrés dans les localités les plus compétitives, ce qui signifie que la localisation du capital humain est conditionnée par l’émergence d’externalités d’agglomération dans les différents sites urbains.

Gould (2007) relativise ces interprétations en réfutant, d’un côté, l’existence d’une prime urbaine pour les travailleurs à faible qualification, mais en admettant, de l’autre côté, qu’elle existe pour les qualifications les plus élevées. Il cherche alors à mettre en relation l’existence d’une prime urbaine avec la différenciation des emplois urbains, selon leur spécialisation productive. Dans leur étude sur les salaires des villes allemandes, Möller et Haas (2003) confirment, également, l’existence d’une prime urbaine, uniquement pour les emplois à qualification élevée, tandis que Bleakley et Lin (2007) mettent en évidence l’existence d’une prime urbaine pour les jeunes travailleurs, en l’interprétant comme le résultat d’une plus grande mobilité et d’un meilleur appariement entre l’offre et la demande dans les marchés du travail urbains.

Il reste à savoir pourquoi les grands centres urbains attirent des compétences plus éle- vés que les plus petites villes et/ou les régions rurales. Combes et al. (2008) soutiennent l’hypothèse que les sites urbains attirent davantage des activités nécessitant des qualifications élevées, Adamson et al. (2004) et Fu et Ross (2007) favorisent davantage celle d’une préférence des travailleurs hautement qualifiés pour les agréments de la vie urbaine, tandis que Yankow (2006) met en perspective l’existence d’une offre de formation de

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qualité et diversifiée dans les grandes agglomérations, dont les bénéficiaires investissent, en priorité, le marché local du travail.

Plutôt que de considérer la taille urbaine comme le seul facteur explicatif de la localisation du capital humain, ces dernières approches admettent que la nature des aménités urbaines dans chaque site, définies comme l’ensemble des agréments de la vie urbaine, sont également susceptibles d’expliquer la concentration de travailleurs qualifiés et la formation d’une prime urbaine. Elles ouvrent, par-là, une brèche dans l’opposition dicho- tomique entre les deux corps théoriques majeurs qui cherchent à expliquer la formation d’une prime urbaine soit par les externalités d’agglomération soit par l’hétérogénéité du marché du travail, en ajoutant une dimension complémentaire à la définition de la ville.

Sur un plan méthodologique, cette perspective exige de s’appuyer sur le travail original de Gabriel et Rosenthal (1999) qui permet de modéliser le rôle des spécificités locales dans la formation des revenus.

3. Le modèle de Gabriel et Rosenthal

En poursuivant la voie explorée par Tiebout (1956) et développée par Hamilton (1976) et Zax (1991), Gabriel et Rosenthal (1999) considèrent un modèle avec un système de villes au sein duquel les travailleurs sont mobiles et choisissent leur localisation en fonction du salaire nominal corrigé par le coût de vie localisé et l’existence d’aménités urbaines spé- cifiques à chaque ville. Ceci signifie que les gains espérés d’un travailleur sont composés d’une partie monétaire qui correspond à son salaire nominal, déflaté par le coût de vie local, et une partie non-monétaire, liée à la consommation d’aménités spécifiques à la ville où il réside. Cette approche fait partie d’une analyse plus large sur les effets compensatoires des disparités salariales, initiée par Romer (1986), selon laquelle, l’ajustement des salaires doit nécessairement prendre en compte des attributs non-pécuniaires, tels que la sécurité de l’emploi, les effets de hasard ou l’existence d’aménités spécifiques locales.

La détermination des différents attributs locaux, synonymes d’aménités spécifiques, qui influencent la distribution spatiale des salaires s’avère, cependant, un exercice assez périlleux, à cause du risque d’omission de certaines variables significatives et de la diffi- culté de constituer des séries statistiques fiables (Roback, 1982, Henderson, 1982, Gyourko et Tracy, 1991). Gabriel et Rosenthal (1999) considèrent, de ce fait, que l’utilisation d’un modèle à effets fixes représente une alternative intéressante, dès lors que les travailleurs peuvent être groupés dans des districts et/ou bassins de travail spatialement définis.

Dans ce modèle, la fonction d’utilité d’un ménage est composée d’une variable systé- mique (V) et d’une variable idiosyncrasique (Ø) :

u_ij = V (x_ij, a_j)+ Ø_i (1)

où V correspond à la consommation d’un bien composite marchand x_ij et d’un bien de localisation a_j relatif aux aménités spécifiques de la localisation j tandis que Ø_i est une variable qui réunit les caractéristiques idiosyncratiques de chaque ménage (avec une moyenne nulle et une variance finie). La consommation individuelle de chaque ménage dépend donc, à la fois, de ses caractéristiques spécifiques et du district où ses membres vivent et travaillent.

Chaque travailleur représente une unité de travail. Le marché du travail est concurren- tiel et les différences de taux de salaire, dans une localité donnée, correspondent à des

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niveaux de qualification différents d’un travailleur m_i à l’autre. Cependant, le niveau de rémunération, pour des travailleurs avec un niveau de qualification identique, peut varier d’une localité à une autre. Dans ce cas, le taux de salaire est égal à :

w_ij = w_j (m_i) (2)

Les travailleurs dépensent la totalité de leur salaire pour consommer le bien composite marchand, dont le prix est le même pour chaque individu d’une localité donnée, avec une contrainte de budget égale à :

w_j (m_i) = p_jx_ij (3)

Dans un environnement régional ou national, sans coûts de transport, chaque individu choisit sa localisation, pour maximiser son utilité, sous la contrainte de son budget.

L’équilibre spatial est atteint, lorsque les travailleurs avec un niveau de qualification identique ont la même espérance d’utilité, peu importe leur localisation. Dans ce cas l’espé- rance d’utilité de chaque travailleur est égale à :

E [V(x_ij,a_j)+Ø_i]=V(w_j(m_i),a_j) = k(m_i) (4)

où k est l’utilité espérée d’un travailleur avec un niveau de qualification m. À l’équi- libre, les compensations d’un travailleur i regroupent, donc, une rémunération monétaire w_j(m_i) déterminée par le marché local du travail pour un niveau de compétences m, défla- tée par le coût de vie local (j_p) et des avantages non-monétaires sous forme d’une consommation d’aménités locales a_j spécifiques à la localité j.

Gabriel et Rosenthal (1999) admettent deux hypothèses majeures dans leur modèle permettant une application économétrique plus efficace. En premier lieu, le niveau d’uti- lité de chaque travailleur est considéré comme une fonction linéaire de ses caractéris- tiques intrinsèques.

k(m_i) = d_i`_d (5)

où d_icontient l’ensemble d’informations sur chaque travailleur ((âge, éducation, expé- rience, etc.). En second lieu, la variable systémique V est représentée comme une fonction linéaire du bien composite marchand et des aménités locales :

V (w_j(m_i) / p_j, a_j)= In(w_i) - In (p_j) + a_j (6)

Ceci permet de considérer le niveau de rémunération de chaque travailleur comme une fonction linéaire de ses dotations en capital humain et des aménités spécifiques de sa ville d’appartenance :

In(w_ij) = In(p_j)- a_j + d_j `_d+e_i (7)

Dans l’équation (7), In(p_j) et a_j peuvent être appréhendés comme des effets fixes locaux, avec In(p_j)- a_j=a_jCette équation peut alors s’écrire de la façon suivante :

In(w_ij) = a_j+d_j `_d+e_i (8)

Si j = 1,..../ représente les différents bassins d’emplois, alors l’équation 8 prend en considération l’ensemble des spécificités locales dans la formation des salaires, sans risques d’omission mais, évidemment, sans pouvoir préciser quelles sont les plus déterminantes.

Par la suite, ce modèle a été appliqué et prolongé dans de nombreux travaux (Wilder et Benedict, 2002, Rosenthal et Strange, 2003, Beckstead et al., 2005, Fu et Ross, 2007) qui cherchent à comparer les différents niveaux des rémunérations régionales et urbaines.

p_j

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4. Choix méthodologiques

Dans la perspective d’étudier la disparité spatiale des salaires et la formation d’une prime urbaine en Grèce, on s’appuie sur une spécification du modèle à effets fixes de Gabriel et Rosenthal qui utilise des variables muettes, permettant, ainsi, de classifier les données entre des catégories mutuellement exclusives (voir aussi Rosenthal et Strange, 2003) :

In (SAL.NOM.) = SEXE (Fem) + AGE (-35) + AGE (35-50) +AGE (+50)+

EDU (-BAC) + EDU (BAC) + EDU (DU) + EDU(3CYCLE) + a_j+ e_i (9) où In (SAL.NOM.)correspond aux salaires nominaux distribués. L’expérience est mesurée par l’âge du travailleur et, en suivant la plupart des travaux sur le cas grec (Papapetrou, 2006, Christopoulou et al., 2008) trois cas de figure sont considérés (moins de 35 ans, entre 35 et 50 ans, plus de 50 ans, l’âge limite maximal de départ à la retraire étant à 65 ans). Le niveau d’éducation des travailleurs est considéré à travers quatre cas de figure : une formation en dessous du baccalauréat (apolytérion), au niveau du baccalauréat, avec un diplôme universitaire et avec un diplôme de troisième cycle (Master ou Doctorat, essentiellement obtenu dans des universités étrangères). Enfin a_j correspond aux caractéristiques spécifiques de chaque ville, à savoir le volume de services publics par habitant, le nombre de commerces et le volume de services privés par habitant. Si tous les a_jsont égaux (aest une constante), alors les spécificités locales ne jouent aucun rôle dans la détermination des niveaux des salaires.

Cette spécification souffre, certes, des mêmes critiques que l’on pourrait adresser au modèle canonique de Gabriel et Rosenthal. D’une part, elle ne considère pas de façon séparée les coûts de déplacement intra-urbains ni les coûts fonciers, comme c’est le cas dans la plupart des modèles monocentriques développés à la suite des travaux d’Alonso (1964) et de Muth (1969). Cependant, bien qu’il s’agisse d’une réduction de la qualité de l’information, ces facteurs sont présents dans la variable de localisation. D’autre part, cette spécification peut conduire à des résultats biaisés si chaque localité j correspond à une stratification des ménages selon leur revenu (Mayock, 2009). Ce dernier problème est résolu dans l’étude présente, puisque les localités j représentent des villes, donc des espaces suffisamment larges permettant une certaine mixité des ménages.

La base de données utilisée dans ce travail provient de l’enquête sur les rémunéra- tions des travailleurs (Structure of Earnings Survey), effectuée par le Service Statistique National Grec pour l’année 2004. Cette enquête permet d’obtenir un certain nombre d’informations intéressantes sur les rémunérations des travailleurs employés dans les entreprises privées de plus de 10 salariés, ainsi que sur certaines de leurs caractéristiques intrinsèques telles que leur âge, leur sexe, leur niveau d’éducation et leur ancienneté dans l’entreprise. Les entreprises sont classées selon leur ville d’appartenance et leur taille (NACE 2-digit). Nous avons considéré, ici, uniquement les entreprises qui sont localisées dans les trente plus grandes villes du pays (j = 1,…30, j = 1 avec , la ville d’Athènes et j = 30, celle de Rethymnon).

L’échantillonnage a été effectué de façon aléatoire en trois étapes distinctes : dans une première étape, l’ensemble des entreprises appartenant dans les trente villes sont sélec- tionnées, dans une deuxième étape un tirage aléatoire est effectué parmi les entreprises de chaque ville, puis dans une dernière étape, un tirage aléatoire est effectué parmi les salariés

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dans chaque entreprise. Les salariés à temps partiel ont été exclus. Les rémunérations correspondent aux salaires horaires nominaux. Ceci conduit à un échantillon de 3454 observations. Le tableau 1 donne quelques caractéristiques de l’échantillon des travailleurs et le tableau 2 des informations sur la distribution des rémunérations horaires nominales.

Tableau 1 : Caractéristiques de l’échantillon des travailleurs

Caractéristiques des travailleurs en 2004 Grèce Europe des 25

% de femmes 38,8 % 55,1 %

Années d’éducation (moyenne) 11,8 ans 12,0 ans

Age médian 41,8 ans 42,7 ans

Base de Données : Service Statistique National de la Grèce (2005) et Eurostat( 2005)

Tableau 2 : Caractéristiques de l’échantillon des rémunérations horaires nominales Année Médiane

(en ln) Ecart-type

(en ln) D90/D10 D50/D10 D90/D50 Gini

2004 1,95 0,45 2,12 1,35 1,75 0,43

Base de Données : Service Statistique National de la Grèce (2005)

Ces deux tableaux sont source d’une première série d’informations. Le tableau 1 permet de constater que la féminisation du marché du travail reste encore relativement ina- chevée en Grèce, tandis que le niveau moyen d’éducation de la main d’œuvre est assez proche de la moyenne des autres pays européens. La lecture du tableau 2 montre que les écarts des rémunérations se creusent davantage dans la partie haute de la distribution des salaires, plutôt que dans la partie basse.

On conduit, dans ce travail, une analyse économétrique en deux temps, en s’appuyant sur la méthode des MCO. On teste d’abord l’équation 9 sur l’ensemble de l’échantillon. Une première régression ignore les effets de localisation (aest une constante), tandis qu’une seconde prend en considération les aménités locales (a change en fonction de j).

Par la suite, on partage l’échantillon, en ajoutant une deuxième dimension à celle de la localisation qui est la taille de l’entreprise. On opère les mêmes régressions pour les deux échantillons, l’un contenant les travailleurs dans les entreprises entre 10 et 50 salariés, l’autre ceux dans les entreprises dont la taille est supérieure à 50 salariés.

Ce raffinement s’avère nécessaire, d’une part, afin de savoir si la différentiation des salaires urbains n’est pas essentiellement liée à la taille des entreprises qui peuplent chaque ville : dans ce cas, la différentiation des rémunérations salariales pourrait être expliquée par le seul volume des économies d’échelle et de variété internes à chaque entreprise, même si l’on admet que leur localisation n’est pas le seul fruit du hasard.

Ce raffinement permet, d’autre part, de déterminer si la prime urbaine est indépen- dante de la taille des firmes, c’est-à-dire si la différentiation des salaires entre deux villes est la même selon qu’un travailleur soit employé dans une petite entreprise ou une grande société.

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5. Résultats

Les résultats obtenus permettent de mieux saisir le poids de la déterminante spatiale sur le marché du travail grec et sur la formation d’une prime urbaine, durant les années 2000. Il convient de rappeler qu’à partir du milieu de la décennie précédente, une double pression s’exerce sur ce marché du travail à travers, d’une part, la féminisation partielle mais croissante de la main d’œuvre (Kanellopoulos et Mavromaras, 2002) et d’autre part, l’arrivée successive de nombreux immigrants de la péninsule balkanique et des pays de l’Europe de l’Est (Sobethai, 2000 ; Zografakis et al., 2008). Ceci conduit à une stagnation des salaires, sauf pour les rémunérations les plus élevées.

Le tableau 3 fournit les résultats des régressions, lorsque l’on considère l’ensemble de l’échantillon. La première colonne représente les résultats (coefficient et t de Student cal- culé après la correction de Maddala, 1983) du modèle qui ignore les effets de localisation, tandis que la deuxième colonne présente les résultats du modèle qui tient compte du rôle des aménités et des contraintes locales sur la formation des salaires.

Tableau 3 : Formation des salaires nominaux et de la prime urbaine Ensemble de l’échantillon

Variables Modèle sans effets de localisation

Modèle avec effets de localisation Coefficient T-student Coefficient T-student

Constante 64,5 167,3 - -

lnSEXE -0,183 -11,2 -0,179 -12,1

lnAGE(-35) -0,151 -17,2 -0,176 -16,7

lnAGE(35-50) 0,192 8,8 0,174 8,9

lnAGE(+50) 0,052 11,7 0,043 11,9

LnEDU(-BAC) -0,182 -14,4 -0,123 -17,2

LnEDU(BAC) -0,110 -6,6 -0,080 -9,9

LnEDU(DU) 0,103 14,8 0,091 12,4

LnEDU(3CYCLE) 0,211 19,8 0,158 15,2

Nombre

d’observations 3 454 3 454

Nombre

de localités - 30

R2 0,376 0,489

(s) écart type 0,244 0,367

T de student après la correction de Maddala (1983)

Trois constats importants s’imposent à partir des résultats obtenus par le modèle qui ignore les effets de localisation. En premier lieu, le sexe joue un rôle déterminant, la différence entre les salaires masculins et féminins étant de l’ordre de 18 %. Ceci est conforme avec les résultats obtenus précédemment par Papapetrou (2004) ; en second lieu, l’âge de la personne, synonyme d’expérience conduit à des salaires plus faibles chez les jeunes et ne joue qu’un rôle limité chez les travailleurs au delà de 50 ans. Ceci pourrait être lié au fait que ces derniers ont

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des diplômes et un niveau d’éducation initiale inférieurs à ceux de la génération suivante, ce qui réduit leurs prétentions de rémunération. Enfin, le baccalauréat ou tout diplôme inférieur conduisent à des niveaux de rémunération nominale plus faibles de l’ordre de -11 % à -18 %.

Lorsque l’on applique le modèle avec localisation, le sens de ces résultats ne change pas fondamentalement mais le poids relatif des différentes variables dans la détermination des niveaux des salaires nominaux se trouve modifié. Deux constats doivent être faits : d’abord, la prise en compte de la localisation ne modifie pas sensiblement le déficit de salaire nominal pour les travailleurs de sexe féminin ; ensuite, les deux variables dont le coefficient varie de façon la plus significative sont l’âge en dessous de 35 ans et un niveau de qualification correspondant à un diplôme de troisième cycle.

Dans le cas des jeunes travailleurs, le coefficient enregistre une hausse (en valeur absolue) qui peut être expliquée par la préférence de cette population pour les grandes villes, caractéri- sées par une grande variété d’aménités locales mais également par un coût de vie plus élevé.

Le modèle qui ignore les effets de localisation sous-estime ainsi la perte de salaire réel pour cette catégorie de travailleurs. De même, pour les qualifications élevées, les disparités salariales varient entre 10 % et 22 % pour le modèle sans localisation contre 9 % et 15 % pour le modèle avec effets de localisation. Cette différence s’explique par une plus grande présence des travailleurs fortement diplômés dans les grandes villes, caractérisées par la variété d’amé- nités locales et un marché de travail fluide. Par la suite, on reproduit les mêmes régressions, en séparant l’échantillon entre les travailleurs employés dans les entreprises de moins de 50 salariés et ceux dans les entreprises avec des effectifs supérieurs. Ceci permet d’identifier les éventuels effets de taille de l’entreprise sur la distribution des rémunérations.

Tableau 4 : Formation des salaires nominaux et de la prime urbaine Entreprises entre 10 et 50 salariés

Constante 78,7 97,4 - -

lnSEXE -0,201 -18,1 -0,198 -18,6

lnAGE(-35) -0,188 -13,3 -0,205 -11,3

lnAGE(35-50) 0,171 7,4 0,153 6,7

lnAGE(+50) 0,044 10,3 0,031 10,5

LnEDU(-BAC) -0,113 -9,8 -0,099 -12,3

LnEDU(BAC) -0,070 -7,3 -0,060 -6,1

LnEDU(DU) 0,096 11,4 0,084 9,3

LnEDU(3CYCLE) 0,162 12,3 0,111 11,8

Nombre

de localités - 30

R2 0,325 0,415

(s) écart type 0,274 0,404

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Tableau 5 : Formation des salaires nominaux et de la prime urbaine Entreprises de plus de 50 salariés

Constante 78,7 177,4 - -

lnSEXE -0,156 -13,8 -0,149 -11,1

lnAGE(-35) -0,140 -11,9 -0,152 -10,8

lnAGE(35-50) 0,198 9,3 0,191 9,7

lnAGE(+50) 0,056 19,4 0,050 6,2

LnEDU(-BAC) -0,195 -9,9 -0,184 -18,8

LnEDU(BAC) -0,151 -5,2 -0,145 -11,2

LnEDU(DU) 0,126 17,7 0,119 15,4

LnEDU(3CYCLE) 0,278 13,4 0,253 19,9

Nombre

Nombre de localités - 30

R2 0,372 0,549

(s) écart type 0,202 0,241

Les résultats obtenus dans le tableau 4 montrent que le sexe et le jeune âge sont des caractéristiques plus discriminantes sur la formation des salaires dans les petites et moyennes entreprises. À l’inverse, dans les entreprises de taille supérieure (plus de 50 salariés), le rôle de ces variables se réduit du fait d’une application plus stricte du droit du travail et d’une culture de gestion qui associe davantage les salaires aux compé- tences et à la qualification qu’aux autres caractéristiques intrinsèques des travailleurs. À l’inverse, le niveau de formation est une variable d’une importance plus limitée dans les petites entreprises vis-à-vis des grandes, notamment lorsqu’il s’agit de qualifications validées par un diplôme universitaire ou un diplôme de troisième cycle.

La prise en compte des effets de localisation est nettement moins significative dans le deuxième échantillon que dans le premier. Ceci est cependant aussi lié au fait que la majorité des grandes entreprises sont localisées dans les plus grandes villes. Dès lors, les différences entre les deux modèles, sans ou avec effets de localisation, s’avèrent plus faibles que dans le cas de l’étude de la formation des salaires dans les entreprises de moins de 50 salariés. Ces résultats ne conduisent pas à rejeter l’hypothèse de la formation d’une prime urbaine, mais montrent qu’elle intervient davantage dans les rémunérations distribuées par les petites et moyennes entreprises plutôt que dans celles distribuées par les grandes firmes.

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6. Conclusion

En s’appuyant sur le modèle de Gabriel et Rosenthal (1999), le travail engagé montre de façon claire que l’étude de la détermination des salaires dans les trente plus grandes villes grecques peut conduire à des résultats biaisés, si elle ne tient pas compte du rôle des amé- nités et des contraintes locales. La formation d’une prime urbaine, c’est à dire d’une sur- rémunération en milieu urbain ne peut, donc, être expliquée que par la seule hétérogénéité du marché du travail et les caractéristiques intrinsèques des travailleurs. Ce travail doit être mis en perspective avec les quelques études récentes sur la distribution des salaires en Grèce (Papapetrou, 2004 et 2006, Tsakloglou et Cholezas , 2005, Christopoulou et Cosma, 2009) bien qu’aucune d’entre elles ne s’applique strictement sur les salaires urbains.

La démarche engagée dans ce travail fait évidemment preuve de certaines critiques : en premier lieu, les effets de la spécialisation sectorielle sur la détermination des salaires ne sont pas pris en considération ; en deuxième lieu, l’utilisation d’un modèle à effets fixes réduit l’information sur les spécificités locales en une seule variable, ce qui évite certes l’omission de tel ou tel attribut, mais ne permet pas non plus de distinguer lequel d’entre eux joue un rôle davantage significatif ; enfin, en troisième lieu, l’étude de la distribution salariale sur une seule année risque d’être biaisée par certains effets conjoncturels sur le marché du travail.

L’ensemble de ces critiques révèle, d’abord, la grande difficulté d’obtenir des données statistiques fiables sur l’organisation du marché du travail grec. Il n’y a pas de continuité chronologique, permettant d’évaluer l’évolution du marché, sauf pour les indicateurs les plus basiques, tandis que les recensements ne s’appuient pas sur la même méthodologie d’enquête.

Malgré ses limites évidentes, ce travail met, néanmoins, en évidence, le besoin d’in- sérer une déterminante spatiale dans les modèles récents d’analyse de la distribution des salaires et la formation d’une prime urbaine.

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