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2. PRESENTATION DE LA DECOMPOSITION D’OAXACA-BLINDER

Dans cette partie les inégalités de gains sont décomposées en leur partie expliquée et non expliquée. 

  1. Décomposition de l’inégalité entre le groupe au gain élevé et au gain faible

Dans cette partie, la décomposition d’O-B pour le groupe à gain élevé et faible pour les années

2005 et 2012. Elle renseigne sur l’existence de l’inégalité de gain et donne la part attribuable aux caractéristiques individuelle et celle qui n’est pas expliquée.

Tableau 18. Décomposition d'O-B entre le groupe au gain élevé et faible 

 

2005    2012

Groupe au gain élevé

10.232   

10.759    

(745.88)** 

(1,312.23)** 

Groupe au gain faible

8.390    

8.926     

(876.35)** 

(1,312.00)** 

Différence

1.842    

1.833     

(110.09)** 

(172.05)**  

Dotation

0.176    

0.313     

(16.02)**  

(32.24)**   

Coefficients

1.703    

1.709     

(86.32)**  

(134.09)**  

Interaction

-0.037   

-0.189    

(2.44)* 

(15.85)** 

N         9446    21435

Source : données 1-2-3 de 2005. *p<0.05, ** p<0.01, niveau de significativité respectivement à 5% et 1%.

Cette décomposition présente les moyennes des prédictions par groupe ainsi que la différence pour les années 2005 et 2012. On interprète d’abord 2005 puis 2012.

Interprétation de 2005

Le logarithme du gain moyen est de 10,23 pour le groupe avec gain élevé et de 8,39 pour le groupe au gain faible, ce qui donne une différence de 1,84. Cette différence est subdivisée en 3.

Le premier écart, dotation,  reflète  l’augmentation du gain moyen des travailleurs à gain faible si ceux-ci avaient les mêmes caractéristiques productives que celles des travailleurs à gain élevé.

C’est l’écart qui subsisterait en l’absence d’inégalité, c’est-à-dire si les caractéristiques des travailleurs à gain faible  et des travailleurs à  gain élevé étaient valorisées identiquement. Ainsi cet écart, indique que les différences dans le nombre d’années d’éducation, l’expérience, genre, âge, état civil, CSP, milieu de résidence, heures de travail comptent pour 0,1756soit 9,5% de la différence totale.

Le deuxième écart, coefficients, représente 1,703, soit 92,45% de la différence totale. Ce gap, le plus élevé, reste injustifié, il peut être lie a un avantage des caractéristiques qu’on les travailleurs a gain élevé et une sous estimations des caractéristiques des travailleurs a gain faible. Ce dernier  peut être attribue a l’inégalité. La situation dans laquelle les caractéristiques de deux groupes d’individus sont valorisées différemment. Il quantifie le changement dans le gain des travailleurs à gain faible si on leur appliqué les coefficients de leur homologues. Le dernier gap, interaction, quant à lui mesure l’effet simultané entre les caractéristiques et les coefficients, il représente        -.0367216, soit -1,99% de la différence totale. 

Ainsi l’inégalité des gains est beaucoup plus expliquer par les coefficients, que par les caractéristiques individuelles des travailleurs. Ceci signifie que si on ajustait le niveau des coefficients des travailleurs à gain faible à ceux de leurs homologues, leur gain augmenterait de 92,8%. Au niveau de confiance  de 95%, les variables significatives  sont le nombre d’années d’éducation, l’expérience, genre, âge, état civil, CSP, milieu de résidence et les heures de travail. 

Interprétation de 2012

Le logarithme du gain moyen est de 10,76 pour le groupe avec gain élevé et de 8,92 pour le groupe au gain faible, ce qui donne une différence de 1,83. Une baisse apparente de 0,01 par rapport à 2005 avant la décomposition de l’écart. Cette différence est subdivisée en 3.

Le premier écart, dotation,  reflète  l’augmentation du gain moyen des travailleurs à gain faible si ceux-ci avaient les mêmes caractéristiques productives que celles des travailleurs à gain élevé.

C’est l’écart qui subsisterait en l’absence d’inégalité, c’est-à-dire si les caractéristiques des travailleurs à gain faible  et des travailleurs à  gain élevé étaient valorisées identiquement. Ainsi cet écart, indique que les différences dans le nombre d’années d’éducation, l’expérience, genre, âge, province, CSP, milieu de résidence et les heures de travail comptent pour 0,304 soit 16,56% de la différence totale, soit une valorisation supplémentaire des caractéristiques de 7,06%, par rapport à l’an 2005.

Le deuxième écart, coefficients, représente 1,711, soit 93,3% de la différence totale. Ce gap, le plus élevé, reste injustifié, il peut être lie a un avantage des caractéristiques qu’on les travailleurs a gain élevé et une sous estimations des caractéristiques des travailleurs a gain faible. Ce dernier  peut être attribue a l’inégalité. La situation dans laquelle les caractéristiques de deux groupes d’individus sont valorisées différemment. Il quantifie le changement dans le gain des travailleurs à gain faible si on leur appliqué les coefficients de leur homologues, soit un accroissement des inégalités de 0,5% par rapport à 2005. Le dernier gap, interaction, quant à lui mesure l’effet simultané entre les caractéristiques et les coefficients, il représente -0.181, soit -9,9% de la différence totale, soit une différence de 7,6% par rapport à 2005.

 L’inégalité des gains est  expliquée en grande partie par les coefficients, que par les caractéristiques individuelles des travailleurs. Ceci signifie que si on ajustait le niveau des coefficients des travailleurs à gain faible à ceux de leurs collègues, leur gain augmenterait de

93,3%. Au niveau de confiance  de 95%, les variables significatives  sont le nombre d’années d’éducation, l’expérience, genre, âge, province, CSP, milieu de résidence et les heures de travail.

Les variables significatives sont les mêmes que celle de 2005 à l’exception de l’état civil. Il y a également la province qui devient significative alors qu’elle ne l’était pas en 2005.

  1. Décomposition d’O-B entre salarié et non salarié

Dans cette section, les résultats de la décomposition d’O-B entre les salariés et les non salariés sont présentés pour voir l’ampleur des inégalités. Le tableau ci-dessous  présente la part de l’écart devant être attribué aux dotations et celles non expliquée.

Tableau 19.Décomposition d'O-B entre salarié et non salarié pour 2005

2005 

2012 

Salarié 

9.403     

10.142 

(297.30)** 

(652.46)** 

Non salarié 

8.760     

9.226 

(691.33)** 

(1,108.82)** 

Différence 

0.643     

0.916 

(18.88)**  

(51.93)** 

Endowments 

1.537     

0.796 

(10.21)**  

(16.12)** 

Coefficients 

-0.466    

-0.008 

(4.73)**  

(0.16) 

Interaction 

-0.427    

0.128 

(2.41)*   

(1.85) 

9446 

21435 

Source : données 1-2-3 2012. *p<0.05, ** p<0.01, niveau de significativité respectivement à 5% et 1%.

Interprétation de 2005

Les moyennes de prédictions pour les 2 groupes sont respectivement de 9.4 et 8.8. Il se dégage un gap de 0.64. Il s’en suit que cette différence est subdivisée en 3. Le premier écart, dotation représente la différence de gain qui existerait en l’absence des inégalités et il est de 1,54, soit 238,8% de la différence totale. C’est l’écart dû aux caractéristiques de l’individu.

Le deuxième écart, coefficient c’est la part de l’écart qui reste injustifiée, celui qui est attribué à la discrimination, il est de -0,47, soit -72,5% de l’écart. Le dernier écart interaction mesure l’effet simultané entre de 2 écarts précédent et il est de -0,427, soit -66,4% de l’écart. Au regard de ces résultats, tout porte à croire que les caractéristiques des travailleurs expliquent la différence de gain en 2005. Ci-dessous l’année 2012 est présentée.

Interprétation de 2012

Pour cette année, les moyennes des prédictions pour les salariés et non salariés sont respectivement de 10.14 et 9.23. Il se dégage un écart de 0.92. Etant subdivisé en 3,  le premier écart dotations ou caractéristiques est de 0.796 soit 87% de l’écart est la part dû aux caractéristiques individuelles des travailleurs. Par rapport à 2005, il semble que les non salariés ont valorisé leurs caractéristiques de quelque point. C’est l’écart qui peut persister en l’absence des inégalités. Le deuxième écart, coefficient est de -0,008, soit -0,9% de l’écart. C’est l’écart non expliqué dans la décomposition O-B. Le dernier écart, interaction est l’effet simultané entre les caractéristiques et les coefficients et il s’établit à 0,128, soit 14% de l’écart. Eu égard à ces résultats, il y a tout lieu de croire que l’écart de gain entre salarié et non salarié est expliqué en grande partie par les caractéristiques individuelles des travailleurs. Ceci peut se comprendre par le fait que dans les emplois salarié, les travailleurs valorisent leurs caractéristiques plus que les non salariés. En effet, il est très fréquent d’entreprendre sans aucun niveau d’éducation, mais avoir un emploi salarié sans niveau d’éducation est quasi difficile  à trouver.

  1. Décomposition d’O-B entre hommes et femmes

Ce tableau qui suit donne la décomposition d’O-B selon le genre. On peut lire que les gains des hommes sont élevés que ceux des femmes. La différence de leurs équations estimées est présentée dans le tableau ci-dessous, en donnant la part attribuable aux dotations et celle qui reste inexpliquée.

Tableau 20.Décomposition d’O-B selon le genre

      

Hommes

8.946    

9.664    

(590.49)** 

(930.26)** 

Femmes

8.608    

9.080    

(459.17)** 

(843.81)** 

Difference

0.338    

0.585    

(14.03)**  

(39.08)**  

Dotation

0.067    

0.269    

(3.61)**  

(21.47)**  

Coefficients

0.261    

0.298    

(10.38)**  

(17.70)**  

Interaction 0.010               0.018    

       (0.49)               (1.20)   

N         9446    21435

Source : données 1-2-3 2012. *p<0.05, ** p<0.01, niveau de significativité respectivement à 5% et 1%.

Il ressort de ce tableau que les moyennes des prédictions pour les hommes et les femmes sont établies respectivement à 8.9et 8.6 en 2005 et 9,7 et 9,1 en 2012. Il se dégage un écart de 0.34 en

2005 et 0.58 en 2012. Il sied de remarquer que cet écart s’est amplifié dans le temps, soit une variation de 70,6 %.

Divisant la différence en ces 3 composantes, on remarque que le premier écart, dotations ou caractéristiques, est de 0.067 soit 19.9% de l’écart en 2005, cet écart est de 0.269 soit 46% de l’écart en 2012. Il s’observe qu’entre ces deux années sous études les femmes ont améliorés leurs dotations. Ceci peut se comprendre par le fait que les femmes investissent ces dernières années dans l’éducation. Cet écart est l’écart naturel qui existerait en l’absence de discrimination sur le marché du travail car il est expliqué. 

Le deuxième écart, coefficient est de 0.261, soit 77.2% de l’écart en 2005, et de 0,3 en 2012, soit 50.9% de l’écart en 2012. Entre 2005 et 2012, on enregistre une baisse en terme relatif de ce dernier qui se justifie par la valorisation des caractéristiques des femmes. C’est l’écart non expliqué dans la décomposition O-B. Le dernier écart, interaction est l’effet simultané entre les caractéristiques et les coefficients et il s’établit à 0,0099435 en 2005, soit 2,9% de l’écart, il est de 0,0179194 en 2012, soit 3% de l’écart. Eu égard à ces résultats, il y a tout lieu de croire que l’écart de gain entre hommes et femmes est expliqué  grande partie par les coefficients. On peut penser à une discrimination des femmes sur le marché du travail congolais. Cependant, la tendance est entrain de baisser dans le temps car les femmes valorisent leurs caractéristiques par l’éducation. 

  1. PRESENTATION DES RESULTATS DES ESTIMATIONS ECONOMETRIQUES

Dans cette section les résultats issus du modèle aménagé de gain sont présentés. Le modèle y est présenté avec les variables pouvant influencer le gain. Il s’agira de faire une régression multiple, estimée par la méthode de moindre carré ordinaire et celle des variables instrumentales.  Le logarithme naturel du gain est la variable dépendante. 

Ce tableau reprend les résultats de la régression entre le gain et ses variables indépendantes.

Tableau 21.Régression linéaire

féminin 

-0.298

-0.317

(9.86)**

(15.70)**

Age

0.023

0.030

(3.86)**

(8.15)**

age2

-0.000

-0.000

(4.11)**

(7.93)**

 etat_civil

0.170

-0.059

(3.79)**

(0.88)

 nationalité étrangère

0.044

-0.109

(0.34)

(0.72)

Education

0.044

0.030

(9.10)**

(12.53)**

 cadre de collaboration

-0.246

-0.161

(1.47)

(2.02)*

 agent de maitrise

-0.264

-0.167

(1.58)

(1.97)*

  employé ouvr. qualif

-0.440

-0.267

(2.76)**

(3.64)**

employé ouvrier semq

-0.612

-0.305

(3.64)**

(3.52)**

 Manœuvre

-0.668

-0.423

(3.94)**

(4.35)**

 Patron

-0.180

-0.100

(0.94)

(0.83)

 travailleur comp. pro

-0.512

-0.450

(3.30)**

(4.85)**

 Apprenti

-0.849

-0.837

(2.91)**

(5.15)**

aide familial

-0.641

-0.546

(3.68)**

(5.63)**

 entrepr pub ou parapub

1.570

(12.17)**

entrepr. priv

1.040

(12.54)**

 entrepr  associatives

1.094

(9.28)**

entrepr pub/ONG

0.249

(4.97)**

entrepr priv form

0.431

(7.37)**

entrepr inf. non agri

0.045

(0.61)

 entrepr inf.  agri

-0.238

(3.13)**

 entrepr assoc. formelle

-0.123

(0.32)

entrepr assoc inform

-0.231

(2.18)*

Ménage

-0.149

(1.75)

Informel

-0.495

0.078

(5.78)**

(2.12)*

Expérience

0.005

0.012

(1.16)

(6.40)**

experience2

-0.000

-0.000

(0.46)

(5.61)**

Bas-Congo

-0.021

-0.052

(0.36)

(0.99)

Bandundu

-0.228

-0.304

(3.88)**

(6.10)**

Equateur

-0.251

-0.427

(4.38)**

(8.49)**

Province orientale

-0.314

-0.173

(5.18)**

(3.24)**

Nord Kivu

-0.249

-0.117

(2.92)**

(2.09)*

Maniema 

0.416

-0.330

(4.62)**

(5.35)**

Sud Kivu

-0.040

-0.195

(0.49)

(3.13)**

Katanga

-0.114

-0.120

(2.07)*

(2.43)*

Kasaï orientale

0.077

-0.561

(1.29)

(10.61)**

Kasaï Occidentale

0.243

-0.571

    (3.61)**                 (11.24)**

 milieu rural 

-0.384 

-0.258 

(10.58)** 

(9.98)** 

heures_mensuelles 

0.002 

0.002 

(10.63)** 

(15.19)** 

_cons 

7.992 

9.355 

(41.37)** 

(73.47)** 

R2 

0.23 

0.27 

*p<0.05, ** p<0.01, niveau de significativité respectivement à 5% et 1%.

Source : Résultats générés à partir des données 1-2-3 (2005 et 2012), logiciel stata 12.

Le genre influence négativement le gain. On remarque qu’aussi bien en 2005 qu’en 2012, cette variable est significative, le comportement de la variable est resté le même dans le temps. Les femmes gagnent 29,8% de moins que leurs homologues hommes en 2005 et 31,7%  de moins en 2012. Ainsi être homme procure un certain avantage de percevoir un gain supérieur à celui de la gente féminine.  Ce qui confirme le propos de Dares(2009) qui a trouvé que le salaire des femmes était inférieur de celui des hommes de 14% ; Massart et Deprez(2011) qui ont également trouvé que 15% dans la différence de gain entre homme et  femmes en Belgique était inexpliqué et pouvait être attribué à la discrimination ; Gustafsson et Li (2000), ajoutent que les femmes gagnent 17.5% de moins que les hommes en Chine.

Pour ce qui est de l’âge, celui-ci a influencé positivement le gain dans les deux années au seuil de 1%. Une année supplémentaire du travailleur accroit le gain de 2.3% en 2005 et 3% en 2012. Ceci rencontre le propos de Gustafsson et Li (2000) qui ont trouvé que l’âge était significatif dans la détermination du gain. Cependant, l’âge au carré a révélé qu’au delà d’un certain âge, l’optimum, l’augmentation d’une année supplémentaire contribue à la baisse du gain.

Quant à l’état civil, alors qu’en 2005 il a eu un impact sur le gain, en 2012, ce n’était pas le cas. En s’en tenant aux résultats de 2005, il est vrai que les mariés  gagnent 17% de plus que les célibataires au seuil de 5%. Ceci peut s’expliquer par le fait que quand on est marié, on reçoit certains avantages comme les allocations familiales que les célibataires n’ont pas. On considère un travailleur marié comme un responsable pouvant avoir certaines obligations financières supplémentaires à remplir.

Pour ce qui est de l’éducation, on constate qu’il influence le gain à 1%  aussi bien en 2005 qu’en 2012.  Pour l’année 2005 le coefficient s’établi à 4,4%. Il s’en suit que l’investissement dans une année supplémentaire d’étude augmente le gain des travailleurs de la RDC de 4,4%. Ceci montre que les

travailleurs à niveau d’éducation élevé perçoivent un gain supérieur à celui des autres. Ce pendant, cette rentabilité de l’investissement éducatif semble diminuer de quelques points pour s’établir à 3% en 2012. Gustafsson et Li (2000), Javier et Arantza(2003),  Dares(2009), Fields (2003) ont également la significativité de l’éduction dans leurs pays respectifs. Ceci confirme que la théorie du capital humain s’applique chez les travailleurs de la RDC. Selon cette théorie initiée par Becker (1962, 1993), les différences de salaires reflètent les investissements en formation réalisés par les individus tout au long de leur vie, et notamment pendant la phase d’études initiales. Cette théorie se situe dans le cadre de la concurrence parfaite : les salaires sont directement  liés aux productivités individuelles, qui, elles-mêmes, résultent de l’acquisition de compétences valorisables sur le marché du travail. Les individus, en fonction de leurs caractéristiques propres, décideraient de leurs investissements en capital humain en cherchant à maximiser le salaire obtenu tout au long de leur carrière (Aeberhardt & Pouget, 2006).

La Catégorie socioprofessionnelle influence négativement le gain au seuil de 1%. Aussi bien en 2005 qu’en 2012. Les cadres de direction gagnent les gains plus élevés que les autres catégories socioprofessionnelles. Comme le montre le tableau ci-dessus, toutes les autres CSP ont un signe négatif. On peut voir par exemple que les cadres de maîtrise gagnent 24.6%, 16% de moins que les cadre de direction respectivement en 2005 et en 2012 ; les apprentis gagnent 84% de moins que les cadre de direction en 2005 ; la catégorie aide familiale gagne 64% de moins que les cadres de direction en 2005. 

Ainsi, étant cadre on a toutes les chances d’avoir un mot à dire sur la gestion de l’entreprise et on a des grandes responsabilités. Le simple fait d’occuper ce poste de dessus sur la ligne hiérarchique explique ce gain plus élevé. Cela voudrais encore dire que certains travailleurs perçoivent un gain faible par le fait d’appartenir à une CSP sous rémunérées, quand bien même les autres perçoivent un gain élevé parce qu’ils appartiennent à une CSP avantageuse. Ce qui va dans le me sens que ce qu’a trouvé Dares(2009).

Quant au secteur d’activité, celui-ci a eu un impact non négligeable sur le gain en 2005 et en 2012.

Nonobstant  le signe n’a pas été le même. En 2005, il est évident que le secteur d’activité a eu un effet positif sur le gain. Et donc les travailleurs secteur d’activité administration gagnent moins que les autres secteurs. Comme exemple, on remarque que les travailleurs des entreprises publiques gagnent 157% de plus que les travailleurs de l’administration, ceux des entreprises privées ont gagné 104% plus que leurs homologues de l’administration comme le montre le tableau ci-dessus. Stephane, Kostad, & Sue (2017) ont trové en Australie que ceux qui travaillent dans le secteur public gagnent 5.1% de plus que ceux se trouvant dans le secteur privé, cependant le salaire des femmes est légérement

supérieur à celui des hommes. Bouda & Carlos(2013) ont trouvé aux USA que le fait de travailler pour le gouvernement a un effe négatif sur les salaires des personnes de race blanche.

Pour ce qui est de 2012 par contre, le signe est ambigu.  On remarque que le secteur influence négativement et positivement le gain. Ainsi, les travailleurs des entreprises publiques gagnent 24.9% plus que ceux de l’administration, les travailleurs des entreprises privées formelle gagnent 43.9% plus que ceux de l’administration, les travailleurs des entreprises informelles agricoles gagnent 23.9% moins que ceux de l’administration, les travailleurs des entreprises associatives formelles gagnent 12.3% moins que ceux de l’administration publique comme le montre le tableau précédent. Dares(2009), Gustafsson et Li(2001), Meng et Kid(1997), ont trouvé également que celui-ci influence le gain.

L’ambigüité du signe en 2012 peut trouver une explication dans la crise financière de 2008 aux Etats Unis qui a affecté plusieurs secteurs économiques et qui est devenu par la suite une crise mondiale. On pense qu’elle a peut être influencé les entreprises de la RDC aussi.

Pour ce qui est de la variable FORIN, on constate qu’elle a influencé négativement le gain en 2005, mais en 2012, l’impact sur le gain a été positif. Ainsi, en s’en tenant à l’année 2005, tout porte à croire que les travailleurs du secteur informel gagnent au secteur informel 49.5% moins que les travailleurs du secteur formel. L’enquête 1-2-3 l’a montré, en insistant sur le fait que ce secteur regorge 82.4% des actifs congolais mais il a également le moins rémunération. En 2012, la tendance a changé ; les travailleurs du secteur formel gagnent 7.8% moins que leurs homologues du secteur informel. Ceci s’explique par le fait que les travailleurs congolais manquant l’emploi dans le formel n’ont pas d’autres choix que de se refugier dans l’informel où ils peuvent trouver un gagne pain. D’ou la prolifération des entreprises informelles pauvres en productivités Ministère du plan, (2011).

Pour l’expérience, alors que celle-ci n’a pas influencé le gain en 2005, en 2012 elle l’a fortement influencé. En ne se tenant qu’aux résultats de 2012, il y a tout lieu de croire qu’une unité supplémentaire de l’expérience accroit le gain de 1.2%. Etant expérimenté, on a une certaine ancienneté dans l’entreprise et cela procure une certaine aptitude permettant de comprendre et maitriser le système dans lequel on se trouve et de s’adapter facilement aux changements environnementaux qui peuvent s’imposer à tout moment. Ce qui confirme la théorie de Becker (1962, 1993), cité par Aeberhardt & Pouget(2006), qui a montré que les différences de gains reflètent les investissements en formation réalisés par les individus tout au long de leur vie ; Bouda & Carlos(2013) ont trouvé que l’expérience joue positivement et significativement sur les revenus des blancs et des noirs aux USA; Gustafsson et Li (2000), Javier et Arantza(2003),  Dares(2009), Gary S. (2003), pour qui cette variable était significative rencherissent dans ce sens.

Nonobstant, l’expérience au carré a révélé qu’il y a un niveau à partir duquel, l’augmentation d’une unité supplémentaire de l’expérience contribue à la réduction du gain. D’où son coefficient a un signe négatif et significatif à 1%.

Pour ce qui est de la province, elle a un impact négatif sur le gain. Et donc,  les travailleurs des toutes les autres provinces gagnent moins que ceux de la province de Kinshasa. On voit que la tendance est restée la même en 2012. A titre d’exemple, les travailleurs du Bandundu gagnent

22.8% moins que ceux de Kinshasa, ceux de l’Equateur gagnent 25.1% de moins que ceux de Kinshasa, ceux du Sud Kivu gagnent 19.5% moins que ceux de Kinshasa. On peut voir que ce pourcentage atteint 50% en 2012 dans certaines provinces.  Ceci peut s’expliquer par le fait que ceux qui sont dans la capitale on la chance d’être près des instances décisionnelles et cela leur procure certains avantages que les entreprises des autres provinces n’ont pas.  

Pour ce qui est du milieu de résidence, celui-ci influence négativement le gain. Les travailleurs du milieu rural gagnent 38,4% moins que ceux du milieu urbain en 2005. En 2012, cette inégalité semble baisser pour s’établir à 25,8% en 2012. Les travailleurs établis en milieu urbain ont l’avantage de profiter des opportunités qu’offre la ville et que donc ; ceux-ci peuvent facilement trouver des entreprises intéressantes où ils peuvent travailler. Aussi, les meilleures entreprises en RDC se trouvent en milieu urbain. Ce résultat rencontre ce que Gustafsson et Li(2001) a trouvé.

Celui-ci a remarqué que la croissance inégale entre la région orientale (avec d’importantes subventions qu’elle recevait) et la région occidentale en Chine a engendre des disparités des gains entre ces deux milieux. 

Quant aux heures de travail, celles-ci influencent significativement le gain à 1% et cela que ce soit en 2005 ou en 2012. En général, les travailleurs qui ont prestés le plus grand nombre d’heures perçoivent des gains différent de ceux qui ne l’on pas fait. En 2005, tout comme en 2012 d’ailleurs, une unité supplémentaire d’heure prestée accroit le gain de 0.2%.

  1. REGRESSION PAR LA MDC[1]

Ce tableau présente les résultats issus de la méthode de double moindre carré, c'est-à-dire en corrigeant le biais d’endogénéité. Ce sont les résultats présentés après test d’endogéneité. Le test est présenté en annexe.

Tableau 22. Régression par le DMC

Education

0.257

0.060

(1.94)

(1.21)

Genre

 0.075

-0.236

(0.34)

(1.78)

Age

 -0.023

0.030

(0.74)

(5.89)**

age2

 0.000

-0.000

(0.78)

(4.84)**

etat_civil

 0.189

-0.080

(3.34)**

(0.99)

Nationalité

 0.439

-0.041

(1.67)

(0.27)

CSP

 0.066

-0.066

(0.91)

(2.60)**

Secteuract

 0.364

-0.016

(3.47)**

(1.13)

FORIN

 -0.232

0.100

(2.55)*

(0.92)

Expérience

 0.021

0.007

(1.78)

(1.99)*

experience2

 -0.000

-0.000

(1.32)

(2.41)*

Province

 0.005

-0.004

(3.54)**

(11.52)**

milieu_res

 -0.036

-0.307

(0.15)

(2.81)**

heures_mensuelles

 0.002

0.002

(9.79)**

(15.59)**

_cons

 4.789

9.651

(2.14)*

(8.58)**

R2                    0.23

N         7,746   21345

*p<0.05, ** p<0.01, niveau de significativité respectivement à 5% et 1%.

Source : Résultats générés à partir des données 1-2-3 (2005 et 2012), logiciel stata 12.

La lecture des résultats dans ce tableau fait voir que l’éducation n’est pas significative dans la détermination du gain aussi bien en 2005 qu’en 2012. Quant à l’âge, alors que celui-ci n’a pas influencé significativement le gain en 2005, paradoxalement il l’a influencé en 2012. En se refera aux résultats de 2012, il y a tout lieu de croire que l’augmentation d’une année supplémentaire d’âge augmente le gain de 3% dans un intervalle de confiance de 95%. Cependant, l’âge carré a révélé qu’il y a un niveau optimum au delà duquel, l’augmentation d’un an supplémentaire contribue à la réduction du gain. Ceci rencontre le propos de Gustafsson et Li (2000) pour qui l’âge était significatif dans la détermination du gain.

Pour ce qui est de l’état civil, alors que ce dernier a influencé le gain en 2005, la tendance ne s’est pas maintenue en 2012. En essayant de restreindre le raisonnement à l’année 2005 où il a influencé le gain positivement, les travailleurs mariés gagnent 18.9%  plus que les célibataires.

Quant au secteur d’activité, celui-ci a influencé positivement le gain en 2005. Lorsque les travailleurs se trouvent  dans un secteur d’activité autre que l’administration, ceux-ci gagnent 36.4% plus que leur homologue de l’administration Dares(2009), Gustafsson et Li(2001), Meng et Kid(1997). Pour ce qui est du FORIN, quand bien même celle-ci a influencé le gain en 2005, en 2012 cela n’était pas le cas. Les travailleurs du secteur informel gagnent 23.2% moins que leur homologue du secteur formel. 

Quant à l’expérience, elle a expliqué significativement le gain uniquement en 2012. Ainsi, une année supplémentaire d’expérience accroit le gain de 0.7% toute chose égale par ailleurs. Néanmoins, l’expérience au carré démontre l’existence d’un certain niveau au delà duquel tout accroissement d’un an supplémentaire de gain diminue significativement le gain. Gustafsson et Li (2000), Javier et Arantza(2003),  Dares(2009), Fields (2003)  ont trouvé des résultats similaires à ceux-ci.

Quant à la province, le signe est ambigu dans les 2 années. En 2005 il est positif, pourtant en 2012, il est négatif. Ainsi, en 2005, les travailleurs de la province de Kinshasa gagnent 0.5% plus que les travailleurs des autres provinces. En 2012, les travailleurs de Kinshasa gagnent 0.4% moins que les travailleurs  des autres provinces.

Quant au milieu de résidence, celui-ci a influencé négativement le gain en 2012. Les travailleurs du milieu urbain gagnent 30.7% plus que leurs homologues ruraux. Résultat trouvé par Gustafsson et Li(2001). Pour eux, la croissance inégale entre la région orientale (avec d’importantes subventions qu’elle recevait) et la région occidentale en Chine a engendré des disparités des gains. Les travailleurs se trouvant dans la région orientale où les multinationales se sont installées et où les subventions gouvernementales étaient au rendez-vous donne gagnent plus que ceux se trouvant dans la région occidentale. Quant aux heures de travail, celles-ci ont expliquées significativement le gain à un seuil de 1% aussi bien en 2005 qu’en 2012. Par ricochet, une heure supplémentaire prestée augmente le gain de 0.2%  toute chose restant égal par ailleurs.

[1] Double moindre carrés 

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