6 Tendances sous-jacentes et effets macroéconomiques

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Afin d'évaluer la relation empirique entre les diverses mesures de la variance, d'une part, et les tendances sous-jacentes et les principaux effets macroéconomiques, d'autre part, nous estimons une série de régressions multiples de la série chronologique d'observations sur les mesures de la variance. Comme dans la présentation graphique des figures 4 à 9 décrites plus haut, les points de données reflètent à la fois les tendances sous-jacentes et les transformations agrégées du marché du travail au Canada entre 1982 et 2000. Nous disposons, en tout, de 15 observations chronologiques pour chacune des mesures de la variance, débutant par la période d'échantillonnage de 1982 à 1986 et se terminant par la période d'échantillonnage de1996 à 2000. En nous inspirant des spécifications parcimonieuses de Haider (2001), nous représentons les effets macroéconomiques par le taux agrégé de chômage et le taux de croissance du produit intérieur brut (PIB) réel. Pour chacune des périodes d'observation de cinq ans, la variable explicative du taux de chômage prend la valeur annuelle moyenne sur cette période de cinq ans (exprimée en pourcentage). Pour calculer la variable de croissance du PIB réel, nous partons de la valeur du PIB au quatrième trimestre de l'année t et nous la divisons par la valeur à l'année t -1 dons nous soustrayons une unité, puis nous calculons la moyenne des cinq taux de croissance annuels ainsi obtenus sur les cinq années d'une période d'observation (exprimée en nombre décimal). Les trois mesures de la variance sont traitées comme des variables dépendantes distinctes dans l'analyse par régression pour les hommes et pour les femmes confondus et pour chacun des huit groupes âge-sexe définis pour l'analyse. La forme générale des équations de régression estimées est :

où Y_t est l'une des trois mesures de la variance, T est une tendance temporelle linéaire, GR_t est le taux de croissance annuel moyen du PIB, UR_t est le taux de chômage annuel moyen et ε _t est un terme d'erreur de régression. L'effet tendanciel net est reflété par le coefficient β ₁ . L'inclusion de la tendance temporelle a également pour effet d'éliminer cette tendance de l'une et l'autre des variables indépendantes restantes.

Étant donné la façon dont les variables sont calculées en fonction de périodes d'observation chevauchantes successives, les termes d'erreur des régressions sont vraisemblablement fortement corrélés. Pour résoudre ce problème, nous spécifions une structure d'erreur qui suit un processus de moyenne mobile de quatrième ordre. Bien que, pour nombre des équations de régression, certains des quatre coefficients estimés par moyenne mobile s'avèrent non significatifs, nous les incluons dans toutes les spécifications. Les équations sont estimées par des méthodes fondée sur le maximum de vraisemblance (commande AUTO du programme de régression SHAZAM).

6.1 Effets tendanciels nets

Les estimations du coefficient β₁ de la tendance dans l'équation susmentionnée figurent au tableau 3, d'abord pour les femmes et les hommes confondus (partie A), puis ventilées selon le groupe d'âge (partie B) ⁶ . Les chiffres entre parenthèses sont les effets tendanciels exprimés en pourcentage (relativement aux moyennes d'échantillon des variables dépendantes). Fondamentalement, pour les hommes et les femmes confondus, les effets tendanciels nets reproduisent les déplacements graphiques observés dans les figures initiales 1 à 3 : l'inégalité de long terme des gains a augmenté au cours de la période 1982 à 2000, l'instabilité des gains a diminué et, puisque la première tendance domine en ordre de grandeur la seconde, la variance totale des gains, c'est-à-dire notre mesure la plus approchante de l'inégalité transversale des gains observée, a également augmenté (quoiqu'à un rythme plus lent que l'inégalité de long terme des gains). Ce profil s'observe pour les hommes ainsi que pour les femmes. Toutefois, l'accroissement de l'inégalité de long terme est environ deux fois plus important chez les hommes que chez les femmes, et la diminution de la stabilité des gains est environ quatre à cinq fois plus forte pour les femmes que pour les hommes. Par conséquent, l'accroissement de la variance totale des gains est hautement significatif et nettement plus prononcé pour les hommes, mais n'est que marginalement significatifet nettement plus faible pour les femmes.

En ce qui concerne les quatre groupes d'âge, la tendance à la hausse de l'inégalité de long terme des gains s'intensifie nettement avec l'âge chez les hommes ainsi que chez les femmes, quoique plus fortement chez les premiers. En revanche, les tendances de l'instabilité des gains en fonction du groupe d'âge sont mixtes. Chez les hommes, la tendance fortement à la hausse de l'inégalité de long terme domine de nouveau la tendance relativement faible et mixte de l'instabilité des gains, de sorte que la tendance nette de la variance totale des gains est également fortement positive et croissante avec l'âge. Chez les femmes, les tendances de l'instabilité des gains sont souvent plus fortes (en terme de pourcentage) que celle de l'inégalité de long terme des gains, de sorte que le profil tendanciel mixte de la variance totale des gains reflète généralement celui de l'instabilité des gains. Les effets tendanciels nets reflètent à peu de chose près les mouvements généraux des courbes des mesures de la variance en fonction de l'âge illustrés aux figures 4 à 9.

Enfin, la partie C donne un ensemble complémentaire d'effets tendanciels nets pour les hommes et les femmes confondus calculés selon une méthode de régression groupée. Dans ce cas, les quatre groupes d'âge (comprenant chacun 15 observations) ont été regroupés en une régression (de 60 observations) sur l'ensemble de variables explicatives spécifiées plus haut, auxquelles ont été ajoutées 3 variables muettes de groupe d'âge à titre de variables de contrôle afin d'accroître le nombre de degrés de liberté. Les coefficients de la tendance commune sont énumérés à la partie C. Puisque les régressions groupées sont estimées par la méthode des moindres carrés ordinaires, les estimations des coefficients sont généralement sans biais, mais leurs erreurs-types sont incorrectes, si bien que les indicateurs de signification statistique ne sont pas inclus. Comme on peut le voir, les coefficients de la tendance groupée pour les inégalités de long terme et pour la variance totale sont assez semblables aux coefficients de la tendance agrégée de la partie A. En revanche, les coefficients de la tendance de l'instabilité des gains ont changé de signe pour devenir positifs, mais demeurent néanmoins assez petits. Évidemment, aucune tendance sous-jacente de l'instabilité des gains n'est estimée robustement ou fiablement, tandis que celles de l'inégalité des gains et de la variance totale des gains le sont.

6.2 Effets macroéconomiques

Les effets macroéconomiques sont reflétés par deux variables, le taux (agrégé) de chômage et le taux de croissance du PIB réel. Les résultats des régressions pour la première figurent au tableau 4 et pourla seconde, au tableau 5. Dans ces tableaux, chaque cellule contient trois chiffres. Le premier est le coefficient de régression réel ( β ^ˆ₃ ou β ^ˆ₂ ). Le chiffre entre parenthèses est la variation en pourcentage de l'effet pertinent ( β ^ˆ₃ ou β ^ˆ₂ divisé par la moyenne de la variable dépendante). Par exemple, dans la cellule supérieure gauche du premier tableau, le nombre 2,71 indique que l'effet estimé d'un accroissement d'un point de pourcentage du taux de chômage est d'accroître de 2,71 % le degré d'inégalité de long terme des gains des hommes sur le marché du travail entre 1982 et 2000. Le chiffre entre crochets est l'élasticité (partielle) correspondant au coefficient de régression estimé (c.-à-d. β ^ˆ₃ ou β ^ˆ₂ multiplié par le ratio de la moyenne de la variable explicative pertinente à la moyenne de la variable dépendante correspondante). Donc, de nouveau dans la case supérieure gauche du tableau 4, l'effet estimé d'une augmentation de 1 % du taux agrégé de chômage est un accroissement de 0,26 % de l'inégalité de long terme des gains des hommes sur le marché du travail.

Le taux de chômage est un indicateur de l'étroitesse du marché du travail. Selon la théorie économique classique, on s'attendrait à ce que des taux de chômage réduits et donc des marchés du travail plus étroits aient un effet disproportionnellement favorable sur les gains des travailleurs non spécialisés faiblement rémunérés, de sorte que l'inégalité des gains devrait être atténuée et l'instabilité des gains, réduite; l'accroissement des taux de chômage devrait avoir l'effet opposé. Nous devrions par conséquent nous attendre à observer des effets positifs du taux de chômage sur les trois mesures de la variance. Puisque les travailleurs masculins sont habituellement plus concentrés dans les secteurs primaires et de la fabrication, de la construction et du transport où l'emploi est plus cyclique que dans le secteur des services, dans lequel la prévalence des femmes est plus forte, nous pourrions nous attendre à ce que les effets du taux de chômage soient plus contre-cycliques chez les hommes que chez les femmes.

Il s'avère que les résultats présentés au tableau 4 corroborent en grande partie cette attente. Nous observons des effets positifs du taux de chômage pour tous les échantillons, c'est-à-dire pour les hommes et les femmes confondus (partie A) et pour chaque groupe d'âge (partie B), en ce qui concerne l'inégalité de long terme des gains et la variance totale des gains. Ces résultats, du moins pour les hommes et les femmes confondus, semblent être estimés robustement. Ces effets sont effectivement aussi prononcés pour les hommes que pour les femmes. Puisque la somme des deux composantes de la variance est égale à la variance totale, la somme des effets du taux de chômage (mesurés par les coefficients de régression) est la même que celle estimée pour la variance totale pour chaque ligne du tableau. Les effets des coefficients sont environ deux fois plus importants sur l'inégalité de long terme des gains que sur l'instabilité des gains, si bien que, pour les hommes, le premier effet représente environ les deux tiers de l'effet sur la variance totale des gains. Nous voyons donc qu'un taux de chômage plus élevé accroît l'instabilité des gains chez les hommes, comme le prédirait la théorique classique. Par contre, chez les femmes, l'effet du taux de chômage sur l'instabilité des gains se révèle plus faible et plus mixte. En effet, chez les femmes tous âges confondus, l'effet estimé est négatif (bien qu'assez faible pour les estimations groupées de la partie C du tableau). Enfin, la courbe de l'effet du taux de chômage en fonction du groupe d'âge est en forme de U pour l'inégalité de long terme ainsi que la variance totale des gains chez les hommes. Cet effet est le plus faible chez les travailleurs jeunes et dans la force de l'âge, dont la participation au marché du travail est généralement la plus forte parmi les divers groupes âge-sexe, et il est le plus important pour les groupes des travailleurs débutants et d'âge avancé, qui comptent souvent des travailleurs dont la participation au marché du travail est plus intermittente et chez lesquels les taux de chômage sont habituellement les plus élevés. De nouveau, la courbe en fonction de l'âge est plus irrégulière ou mixte chez les femmes.

La variable de taux de croissance du PIB est un indicateur de progression croissante des gains et de plus grande expérience de l'emploi sur le marché du travail; par conséquent, elle traduit un aspect différent du cycle économique. Selon la théorie économique classique, on s'attendrait à ce que des taux plus élevés de croissance du PIB (réel) et, donc, la croissance plus rapide des économies aient un effet négatif sur les mesures de la variance des gains par trois voies conceptuellement distinctes, sachant que nous neutralisons l'effet des taux agrégés de chômage. La première se concrétise par les taux de participation au marché du travail et, donc, le taux d'emploi : l'accroissement de la croissance économique et des taux de rémunération réels fait généralement augmenter les taux de participation par la voie d'une courbe d'offre de main-d'œuvre à pente ascendante, vraisemblablement plus chez les femmes que chez les hommes et plus fortement chez les travailleurs peu spécialisés qui participent de manière moins permanente au marché du travail. La deuxième voie est celle du nombre d'heures travaillées : de nouveau, un effet de l'offre de main-d'œuvre à pente ascendante induit un plus grand nombre d'heures travaillées (conditionnellement au fait d'avoir un emploi) et, de nouveau, vraisemblablement plus fortement chez les femmes que chez les hommes et chez les travailleurs peu spécialisés dont les heures de travail sont inférieures au nombre normal régulier. La troisième voie est celle dudit effet de retombée sur la rémunération horaire : une croissance plus forte et un marché du travail plus étroit feront vraisemblablement augmenter disproportionnellement les salaires des travailleurs relativement peu spécialisés, particulièrement dans les secteurs les plus sensibles au cycle économique, tels que ceux des industries primaires et de la fabrication, de la construction et du transport, où les hommes sont plus concentrés ⁷ .

Ces attentes classiques quant aux effets du taux de croissance du PIB réel ne sont que partiellement validées par les résultats de régression présentés au tableau 5. Les résultats pour les femmes sur le marché du travail, pour les trois mesures de la variance des gains, concordent avec ces attentes, mais pour les hommes, nos résultats a priori ne sont corroborés qu'en ce qui concerne l'instabilité des gains (autrement dit, une amélioration de la croissance économique réduit, ce qui n'est pas étonnant, le degré d'instabilité des gains sur le marché du travail). De nouveau, les coefficients pour l'inégalité de long terme des gains sont généralement plus grands (en valeurs absolues) que ceux pour l'instabilité des gains — dans le cas des femmes, d'un facteur huit. Les élasticités implicites et les variations en pourcentage sont aussi, d'une manière générale, nettement plus faibles ou plus petites que celles présentées dans le tableau précédent pour les effets du taux de chômage. Fait intéressant, nous constatons que les effets du taux de croissance du PIB sur l'inégalité de long terme et la variance totale des gains sont plus prononcés chez les femmes que chez les hommes, tandis que les effets du taux de croissance sur l'instabilité des gains sont plus importants (et de la direction prévue) chez les hommes que chez les femmes. Si nous examinons les profils en fonction de l'âge, nous constatons que, pour les hommes ainsi que les femmes, les effets du taux de croissance augmentent (algébriquement) avec l'âge en ce qui concerne l'inégalité de long terme des gains et la variance totale des gains, sauf dans le cas des femmes d'âge avancé. Pour l'instabilité des gains, l'effet du taux de croissance se traduit généralement par une courbe en forme de U en fonction du groupe d'âge chez les hommes et par une courbe décroissante en fonction de l'âge chez les femmes. Chose intéressante, les effets du taux de chômage paraissent être assez bien en harmonie avec la théorie classique et agissent le plus fortement par la voie de l'inégalité de long terme des gains (et, donc, de la variance totale des gains), tandis que les effets du taux de croissance du PIB se manifestent plus systématiquement parla voie de la composante de l'instabilité des gains.

Les effets cycliques mis en évidence par la régression présentés aux tableaux 4 et 5 sont résumés au tableau 6. La lettre « C » désigne des résultats contre-cycliques (c.-à-d. une variance plus élevée des gains durant les périodes économiquement défavorables), tandis que la lettre « P » indique des effets procycliques (c.-à-d. une variance plus élevée durant les périodes économiquement favorables). Comme l'a constaté Haider (2001), les effets contre-cycliques dominent clairement, une plus forte croissance économique et un chômage plus faible réduisant généralement la variance des gains. Cependant, notre analyse fait ressortir l'exception d'un effet procyclique de la croissance économique sur l'inégalité de long terme des gains chez les hommes.

La contradiction entre les effets du taux de croissance économique et les explications de la théorie économique classique en ce qui concerne l'inégalité de long terme des gains chez les hommes (et donc la variance totale) est curieuse. Cette constatation est la même quelle que soit la méthode d'estimation que nous utilisons et a également été faite par Beach. Finnie et Gray (2005) en suivant une méthode un peu différente comportant une dimension régionale pour tenir compte des effets macroéconomiques. Il semble que d'autres phénomènes, qui ne sont pas pris en compte dans les explications classiques, interviennent. Un autre paradigme ou mode d'explication offert dans Beach. Finnie et Gray (2005) est fondé sur la restructuration économique et l'évolution démographique. Selon cette proposition, les régions à forte croissance du pays ont suscité un influx important de jeunes travailleurs (dont le niveau des gains a tendance à être assez faible et a effectivement baissé significativement comparativement à la génération de jeunes précédente) et d'immigrants (dont les gains ont également baissé significativement comparativement à ceux des non-immigrants au cours des 20 dernières années). En effet, les niveaux globaux d'immigration au Canada ont augmenté du milieu à la fin des années 1980, et se sont maintenus à une valeur beaucoup plus élevée durant les années 1990 que durant les années 1960 et 1970. Les années 1990 ont également été caractérisées par une diminution nette du taux de croissance — en fait, une réduction de l'effectif— du secteur public, une diminution du taux global de syndicalisation dans le secteur privé et une progression vers la déréglementation de certaines branches d'activité, protégées antérieurement, comme celles des compagnies aériennes et des télécommunications.

De façon plus générale, deux phénomènes, à savoir le progrès de la mondialisation, de l'externalisation et du commerce international, d'une part, et le début d'une aire de progrès techniques axés sur des compétences spécialisées reposant sur la technologie de l'information récente basée sur les microprocesseurs, ont eu, selon certains, une incidence énorme sur la restructuration économique et la réorganisation des lieux de travail (p. ex., Katz et Autor, 1999; Verma et Taras, 2005). L'Accord de libre-échange entre le Canada et les États-Unis est entré en vigueur en 1989 et l'Accord de libre-échange nord-américain, en janvier 1994. Selon Courchène et Telmer (1998) et d'autres auteurs, ces accords ont suscité une réorientation massive des flux d'échanges canadiens d'un axe est-ouest vers un axe nord-sud, ainsi qu'un accroissement correspondant de la concurrence sur les marchés des produits, donc une plus grande sensibilisation aux coûts, la restructuration des conditions de travail et le recours plus fréquent à l'externalisation et aux régimes de travail non standard (Bartel et coll., 2005). Si ces changements caractéristiques de la « nouvelle économie » ont généralement eu lieu dans les secteurs à plus forte croissance et plus axés sur la fabrication de l'économie, cela pourrait expliquer le degré croissant d'inégalité des gains, particulièrement chez les travailleurs masculins, contrairement à ce que prévoit la théorie classique de l'effet de la croissance. Il faudra manifestement étudier et tester de manière plus approfondie les explications de la façon dont la croissance économique influe sur l'inégalité des gains sur le marché actuel du travail qui sont fondées sur la théorie classique et sur celle de la nouvelle économie.

6 . Il convient de souligner qu'un artéfact de la construction des variables indépendantes est qu'il est vraisemblable qu'il existe une tendance temporelle importante.

7 . Malheureusement, puisque l'analyse porte sur des données administratives, nous ne pouvons pas observer le nombre d'heures travaillées, de sorte que nous ne pouvons pas séparer ces voies distinctes dans nos estimations par régression.