Education, Expérience et Salaires en Côte d'Ivoire: Une ... · Monson (1979). Cependant, de...
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THEWORLD BANK DiscussionPaper EDUCATION AND TRAINING SERIES Report No. EDT99 Education, Expérience et Salaires en Côte d'Ivoire: Une Analyse à Partir de l'Enquête de Main d'Oeuvre de 1984 A. G. Komenan June 1987 Education and Training Department Operations Policy Staff The views presented here are those of the author(s), and they should not be interpreted as reflecting those of the World Bank. Public Disclosure Authorized Public Disclosure Authorized Public Disclosure Authorized Public Disclosure Authorized
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THEWORLD BANK
Discussion Paper
EDUCATION AND TRAINING SERIES
Report No. EDT99
Education, Expérience et Salairesen Côte d'Ivoire:
Une Analyse à Partir de l'Enquête deMain d'Oeuvre de 1984
A. G. Komenan
June 1987
Education and Training Department Operations Policy Staff
The views presented here are those of the author(s), and they should not be interpreted as reflecting those of the World Bank.
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Discussion Paper
Education and Training Series
Report No. EDT99
EDUCATION, EXPERIENCE ET SALAIRES EN COTE D'IVOIRE
Une Analyse à Partir de l'Enquête de Main d'Oeuvre de 1984
Andri G. Komenan
Research DivisionEducation and Training Department
June 1987
The World Bank does not accept responsibility for the views expressedherein, which are those of the author(s) and should not be attributed tothe World Bank or its affiliated organizations. The findings,interpretations, and conclusions are the results of research or analysissupported by the Bank; they do not necessarily represent official policy ofthe Bank.
Copyright Q 1987 The International Bank for Reconstruction and Development/The World Bank
Abstract
The paper examines the relationship between education,experience and salary in Côte d'Ivoire, by means of an earnings function.The data are from a sample of the 1984 Ivorian firm-based manpower survey.The main results are that private returns to education in Côte d'Ivoiredisplay a stable trend from the lowest to the highest level of educationwith much variation in between; returns to education of women is largerthan that of men; the private returns to vocational education are higherthan those to general education (i.e., not taking into account the relativeunit cost of the two educational systems); there is no difference in theimpact of education on salary according to the location of the firm;educated foreign workers are better paid than their Ivoirian counterparts;and the impact of education on salary is higher in public firms than inprivate ones.
TABLE DES MATIERESPage
I. Les Données . ............................................. 3
II. Le Modèle . ............................................... 8
II.1. Les Limites du Modèle ................................... 10
III. Résultats Empiriques .................................... il
III.1. Les Taux de Rendements Privés de l'Education .... ........ 23
III.2. Enseignement Général et Enseignement Technique .... ...... 27
III.3. Les Différences Entre Hommes et Femmes .................. 35
III.4. Le Lieu d'Implantation de l'Etablissement .... ........... 40
III.5. L'Origine du Travailleur ................................ 43
III.6. Secteur Public-Secteur Privé ............................ 47
III.7. L'Origine du Capital .................................... 55
IV. Rappel des Résultats .................................... 60
Reférences . ............................................. 63
Appendice . ............................................... 65
Cette étude analyse le rôle joué par l'éducation dans le
fonctionnement du marché du travail en Côte d'Ivoire, et spécialement dans
la détermination des salaires. La méthodologie est celle de la fonction de
gains de Mincer et les donnees sont issues de l'enquête de 1984 sur la main
d'oeuvre en Côte d'Ivoire.
Les relations entre l'éducation et les salaires ont éte étudiées
dans presque tous les pays du monde et ont constamment confirmé un fait
généralement admis: plus un individu est instruit, plus son salaire est
élevé. Bien qu'il y ait de profonds désaccords quant aux raisons de cette
relation positive entre le niveau d'éducation et les salaires (cf par
exemple la théorie de l'écran ou la théorie du marché du travail cloisonné)
la très grande majorité des études du type utilisent le modèle développé
par Mincer (1974). En ce qui concerne la Côte d'Ivoire, et ce jusqu'à une
période récente, de telles études étaient relativement rares; en fait la
seule étude ayant fait l'objet de publication est celle réalisée par Terry
Monson (1979). Cependant, de toutes recentes études par Van der Gaag et
Vivjerberg (1987a et b), Grootaert (1987) et Komenan (1987) ont commence à
combler ce vide. Ce papier est une contribution à ces tentatives de
compréhension des déterminants des salaires en Côte d'Ivoire. Ces études
ont en commun, à une exception près (celle de T. Monson), d'être basées sur
la fonction de gains proposée par Mincer; les études de Van der Gaag et
Vivjerberg (1987a et b) et de Grootaert utilisent comme base de données
l'importante enquête auprès des ménages realisée en 1985-86 conjointement
par la Banque Mondiale et la Côte d'Ivoire, alors que l'étude précédente de
Komenan est basée sur une enquête réalisée en 1985 auprès des entreprises;
la présente atude est, quant à elle, basée sur un echantillon aléatoire
- 2 -
d'environ 1% de la plus récente enquête de main d'oeuvre de Côte deIvoire
(1984). Ces recherches présentent sans aucun doute des bases intéressantes
de comparaisons qui ne manqueront pas d'être menées ici; le lecteur est
cependant prié de se réferrer à l'étude de Grootaert pour une comparaison
entre les résultats de ce dernier et ceux obtenus par Van der Gaag et
Vijverberg.
Dans son article, Terry Monson utilise une méthode modifiée du
taux interne de rentabilité de l'éducation; ses estimations indiquent que
la rentabilité de l'éducation est la plus élevée vers la fin de
l'enseignement secondaire pour chuter de facon abrupte pour les années qui
suivent. L'éducation est une composante importante de l'action de l'état
ivoirien qui y consacre la part la plus large de son budget de
fonctionnement (plus de 40%). Hormis les trois ministères
traditionnellement charges d'éducation (enseignement primaire, éducation
nationale, et enseignement technique), plus de dix autres ministères
forment des cadres techniques de leurs domaines respectifs dans des
établissements de tous niveaux qu'ils ont créé et qu'ils financent
directement; on peut citer par exemple l'Ecole Nationale Supérieure des
Travaux Publics, l'Ecole Nationale Supérieure des Postes et
Télécommunications, l'Ecole de la Marine, l'Ecole Nationale Supérieure des
Sciences Agronomiques. Les efforts qui ont été faits pour améliorer
l'adéquation entre l'education et les emplois ont donné naissance à un
faisceau extremement complexe de filières de l'enseignement technique et de
la formation professionnelle.
Sur le plan quantitatif, bien que l'enseignement primaire
universel ne soit pas encore effectif en Côte d'Ivoire, des progrès
notables ont été realisés; en effet, les taux de scolarisation au niveau de
l'enseignement primaire sont passés de 30% en 1960 à 77% en 1983, au niveau
de l'enseignement secondaire de 6% en 1960 à 20% en 1983 et enfin au niveau
de l'enseignement supérieur de 1,3% en 1975 à 2,4% en 1983.
Le marché du travail en Côte d'Ivoire est, quant à lui,
particulièrement marqué par l'ouverture vers l'extérieur de l'économie;
ainsi, les expatriés (c'est à dire les ressortissants des pays
industrialisés) représentent à peu près 4% de la force de travail, les
autres africains 30% et les ivoiriens 65%. La distribution des rôles sur
ce marché du travail en est une autre particularité; en effet les expatriés
occupent la majorité des postes de haut niveau, les ivoiriens la majorité
des postes intermédiaires et les africains non ivoiriens se retrouvent le
plus souvent dans les emplois subalternes. Dans un souci d'homogénéité, ce
papier traitera essentiellement des deux derniers groupes.
La première section de ce papier décrit les données, la seconde
présente le modèle d'analyse utilisé, la troisième constitue
l'investigation empirique elle-mê:me et enfin la quatrième section résume
les résultats obtenus.
I. Les Données
Il n'est pas toujours possible d'obtenir des données fiables sur
la force de travail en Afrique. La Côte d'Ivoire dans ce domaine fait un
peu figure d'exception; l'enquête sur la main-d'oeuvre conduite tous les 5
ans auprès des entreprises publiques et privées de Côte d'Ivoire par
l'Office National de la Formation Professionnelle et le Ministère du Plan
fournit une base importante pour l'étude de l'évolution de la force de
travail en Cte d'Ivoire; l'échantillon étudié ici est tiré de la plus
récente de ces enquêtes; le tableau No. 1 en presente les principales
caracteristiques. Dans le tableau No. 1 les données sont subdivisées en
grandes catégories (hommes/femmes, importance de la participation
financière de l'état, localité, nationalité). Le tableau indique que le
salaire moyen des travailleurs en Côte d'Ivoire est de 75.000 francs CFA,
avec un ecart-type comparativement élevé qui confirme des variations
importantes dans les salaires. Le niveau d'instruction moyen est de 4,5
années c'est-à-dire du niveau approximatif du cours élimentaire 2eme année;
l'écart-type est aussi très élevé. Le nombre moyen d'années d'ancienneté
est d'à peu près 6 années, avec aussi de larges variations. Presque 50% des
travailleurs de leéchantillon sont illetrés, 24% d'entre eux ont acquis un
diplome et 40% ont suivi une formation de type général contre 12% qui ont
suivi une formation technique ou professionnelle.
L'analyse de ce tableau indique que les femmes représentent 9.25%
de l'échantillon, ce qui correspond à peu de chose près à leur importance
dans la force de travail (8.5%, d'après l'étude de ONFP/DER sur l'Emploi
Féminin dans le Secteur Privé et Semi-public et la Formation
Professionnelle des Jeunes Filles en Côte d'Ivoire en 1984); d'une manière
générale on peut constater que les femmes ont un salaire plus élevé que les
hommes (30% de plus); cependant il est facile de constater que ceci est lié
à leur plus haut niveau moyen d'instruction (7,05 années d'études contre
4,1, soit 72% de plus) ce qui leur permet d'occuper des emplois de niveau
plus élevés; en outre, alors que 51% des hommes n'ont aucun niveau
d'instruction, seulement 25% des femmes sont dans ce cas et la proportion
de ces dernières dans les différents niveaux d'éducaticn est plus grande
que celle des hommes; proportionnellement deux fois plus de femmes que
d'hommes ont obtenues un diplôme et proportionnellement plus de femmes
- 5 -
ont reçues une formation technique et professionnelle. Un autre fait qui
mérite d'êre mentioné est que les coefficients de variation des deux
groupes sont très différents. Celui des femmes indique une concentration
plus nette de leur salaires. Ceci correspond à la réalite du marché du
travail en Côte d'Ivoire où les femmes sont concentrées dans les positions
intermédiaires de l'échelle des postes.
La deuxième distinction qui est faite dans le tableau No. 1 est
celle entre les établissements publics et les établissements privés. Les
premiers regroupent les municipalités, les "établissements publics", les
instituts de recherches et les sociétés à participation publique à 100%.
Il est clair, à partir de ce tableau, que toutes les moyennes du secteur
prïvé sont supérieures à celles du secteur public. Ainsi, les salaires du
prive sont généralement supérieurs à ceux du public; ceci pourrait être
facilement attribué au fait (surprenant) que les niveaux d'instruction
moyens et les nombres moyens d'ancienneté dans l'entreprise des
travailleurs du privé sont aussi plus grands que ceux du public. Il faut
aussi noter que le coefficient de dispersion des salaires dans le privé est
nettement supérieur à celui du public, ce qui indique une plus petite
variation entre les niveaux de salaires dans ce dernier secteur. Le
secteur privé embauche une proportion légèrement plus grande de femmes, de
diplômés et clairement une proportion plus petite de non-scolarisés que le
secteur public.
La troisième distinction (entre Abidjan et l'intérieur du pays)
est par contre beaucoup plus intéressante dans la mesure ou des différences
notables peuvent être observées; le critère de distinction choisi a été la
sous-préfecture. Les salaires sont nettement plus élevés à Abidjan qu'à
l'intérieur du pays et la différence est substantielle (136%). Les raisons
d'une telle situation sont multiples; d'abord le coût de la vie étant
-6
supposé être moins élevé a l'intérieur du pays qu'à Abidjan, les salaires
ont tendance à y être plus bas. Ensuite, le niveau moyen d'instruction des
travailleurs à Abidjan est nettement plus élevé qu'à l'intérieur (le
double) et cette différence s'élargit à mesure que l'on considère des
niveaux de plus en plus élevés d'instruction; le nombre d'années
d'ancienneté est aussi plus élevé à Abidjan qu'à l'interieur (de 46%) ce
qui pourrait provenir d'une plus grande instabilité des travailleurs de
l'intérieur ou du caractère recent des implantations dans cette partie du
pays (ou encore des deux). L'écart-type des salaires à Abidjan indique une
dispersion proportionnellement beaucoup plus grande qu'à l'intérieur. Les
travailleurs de l'intérieur représentent à peu près 40% de l'échantillon.
Ces observations suggèrent fortement que la localité est un facteur
important dont il faut tenir compte dans l'analyse statistique.
La distinction entre les ivoiriens et les africains non-ivoiriens
(ANI) tend à confirmer qu'une part importante de la différence des salaires
entre Abidjan et l'intérieur du pays est due à une différence de niveaux
d'instruction; les ivoiriens sont, en moyenne, plus instruits que les ANI;
il est à noter que l'écart entre les niveaux d'instruction moyens des
africains non ivoiriens et les ivoiriens est nettement plus élevé que
l'écart correspondant entre Abidjan et l'intérieur, et pourtant la
différence des salaires y est moindre (73%). La nationalité semble ètre
aussi un facteur discriminant dont il faut tenir compte; avant toute
conclusion, cependant, il sera necessaire de dégager l'effet combiné de
l'origine et du lieu d'implantation de l'établissement. Les ANI
représentent 30% de l'échantillon.
Tableau No 1.
Caractéristiques de l'Echantillon:Moyennes ou Proportions par Grands Sous Ensembles
Variable Hommes Femmes Public Privé Abidjan Intérieur Ivoiriens A.N.I.* Total
Salaire 73.110 95.290 56.042 78.174 986820 40.950 8e6.29 50.055 75.180(119.830) (88.110) (83.589) (118.042) (142.280) (41.220) (118.841) (110.707) (117.415,
Années d'Etudes 4,10 7,05 3,39 4,61 5,41 2.72 S.5S 1.79 4.50
(4,80) (5,07) (4,60) (4,92) (5,07) (4.12) (4.86) (3.92) (4.96)
Ancienneté 5.89 6.15 4,85 5.94 86.3 4.E4 6.94 5.56 5.82
(6.05) (t.86) (5,39) (5,92) (6.32) (5.30) (5.83) (6.45) (6.03)
Sexe (Hommes *n %) -- -- 88% 92% 89% 93% 88% 96% 91%
Pas d'Etudes 61% 25% 59% 46% 38% 65% 35% 79% 48%
Primaire < CM2 7% 5% ex 7% 8% 5% 8% 5% 7%
CM2 16% 20% 14% 18% 18% 13% 21% 6% 16%
Secondaire < 3èm 8% 7% 4% 7% 7% 6% 9% 2% 7%
Troisième 11% 21% 9% 12% 14% 7% 15% 3% 11%
3ème < Secondaire < Terminales 3% 8% 4% 3% 5% 1% S% 0% 3%
Terminales 3% 5% 2% 3% 4% 1% 3% 2% 2%
DUT/BTS 2% S% 2% 2% 3% 1% 3% 0% 2%
Université/Grandes Ecoles 2% 3% 1% 2% 3% 1% 2% 2% 2%
Titulaires de Dipl6mes 22% 44% 20% 26% 32% 12% 32% 8% 24%
Enseignement Général 40% 45% 30% 43% 47% 29% 50% 18% 40%
Enseignement Technique 4X 12% 5% 6% 7% 1% 6% 1X 5%
Formation Professionnelle e% 18% 6% 7% 8% S% 9% 1% 7%
Nombre d'Observations 1739 177 474 1393 1173 743 1315 601 1916-------------------------------------------------------------------- __-------__--------------------------------------
A.N.I. = Africaine Non Ivoiriens.CM2 = Cours Moyen 2ème Année.DUT = Dipl8me Universitaire de Technologie (requiert en général 2 années d'enseignement supérieur).BTS = Brevet de Technicien Supérieur (requiert 2 années d'enseignement supérieur).Entre parenthèses, écart-types pour les variables continues et pourcentages pour les variables catégorielles.
-8-
II. Le Modèle:
Le modèle de base utilisé dans cette étude est la fonction de
gains de Mincer dont la formulation générale est la suivante:
LnS = a + bE + cExp + d(Exp)2
où, LnS est le logarythme népérien du salaire mensuel de l'individu,
E est le nombre d'années d'études de l'individu,
Exp est le nombre d'années d'expérience dans l'entreprise.
Le nombre d'années d'études est exprimé à partir du niveau
d'éducation déclaré par le travailleur et l'expérience professionnelle à
partir de l'ancienneté dans l'entreprise employant actuellement le
travailleur. L'utilisation de l'ancienneté dans l'entreprise comme
représentation de l'expérience professionnelle du travailleur tendrait à
sous-estimer cette dernière dans la mesure où elle ne tient pas compte de
1'expérience éventuellement acquise dans des emplois précédents. Des
etudes semblables ont tenté de contourner ce problème en estimant cette
expérience par la formule mincérienne: Age - durée des études - 6 ans.
Cette formule à plusieurs défauts; d'abord, elle ne mesure que l'expérience
potentielle et non rée1le dans la mesure où elle considère les périodes de
chômages comme nulles; ensuite, elle ignore les migrations à partir des
zones rurales ou des pays limitrophes qui sont importantes en Côte
deIvoire; ces migrants généralement adultes et souvent très peu ou pas du
tout scolarisés qui arrivent sur le marché du travail moderne sans
expérience professionnelle adéquate se voient attribuer par cette formule
une ancienneté très grande; ceci a pour effet de sous-estimer
- 9 -
l'impact de cette variable dans les fonctions de gains. Enfin, cette
formule serait difficilement applicable dans le contexte ivoirien étant
donnée la proportion importante d'illettrés dans la force de travail (un
travailleur sur deux) qui entrent donc sur le marché du travail à des ages
variables.
Le modèle de base presente plus haut sera étendu par
l'introduction du carré du nombre d'années d'études afin d'indiquer
l'évolution des rendements marginaux de l'éducation par rapport au salaire
et un ensemble de variables binaires visant à saisir les effets de
certaines imperfections du marché du travail dues au sexe des travailleurs,
leur origine, le lieu d'implantation de l'établissement; finalement, afin
de déceler l'éventuelle présence de crédentialisme dans les critères de
rémunérations des employeurs de Côte d'Ivoire, une variable binaire prenant
la valeur "un" si le travailleur est titulaire d'un diplôme et "zero" s'il
ne l'est pas sera introduite. Par ailleurs, des équations separees pour
chacune de ces classes seront estimees afin d'observer le comportement
interne des variables relatives à l'éducation. La variable dépendante est
le logarythme nepérien du salaire mensuel. Cette formulation du salaire
s'explique dans la théorie du capital humain par le fait que c'est le
salaire relatif des individus qui est lié à l'investissement éducatif.
Cependant, un autre argument en faveur de la fonction logarythmique, et qui
explique en grande partie sa popularité, est qu'elle permet une meilleure
représentation statistique. (Hechman et Polachek, 1974) En conséquence,
le modèle étendu est le suivant:
LnS = a + bE cE2 + dExp e(Exp)2 + fSexe + gDipl. + hLieu + iOrig.
- 10 -
II.1 Les Limites du Modèle
Ce modèle a une limite queil convient de mentioner: il ignore au
moins deux types de facteurs qui peuvent être raisonnablement considérés
comme des déterminants importants du salaire. Le premier type de facteur
ignoré ici est l'ensemble des éléments exogènes qui ont améné les individus
de leéchantillon à travailler comme salariés dans les entreprises qui les
emploient plutôt que de se mettre, par exemple, à leur propre compte; il
pourrait y avoir de bonnes raisons de penser que les critères
d'autosélection ont une influence significative sur la performance des
travailleurs; c'est le problème du biais de sélectivita pour lequel Heckman
(1979) a proposé une solution qui consiste à estimer un coefficient (lamda)
destiné à capturer les causes qui amènent les individus à seorienter vers
un type d'activité plutôt qu'un autre et, ensuite, à introduire ce
coefficient comme variable indépendante dans la fonction de gains. Cette
procédure à deux étapes n'est malheureusement pas possible ici dans la
mesure ou elle exige pour être appliquée que l'on dispose de données
individuelles sur la population de base (par exemple ici les données issues
du recensement de la population).
Le deuxième type de facteurs ignorés ici appartient aussi à la
categorie dite des "facteurs inobservables", c'est-à-dire l'ensemble des
caractéristiques personnelles et innées des travailleurs qui sont des
daterminants importants des salaires mais qui ne sont qu'imparfaitement
mesuras par les variables traditionnelles utilisées dans les fonctions de
gains; on peut citer par example l'intelligence, la motivation, etc. Van
der Gaag et Vijverberg (1987b) ont introduit dans leur modèle une variable
indiquant si le travailleur savait lire, écrire et/ou compter et sensée
capturer une partie des effets de ces "facteurs inobservables"; ceci a
- il -
cependant donné des résultats mitigés (voir Grootaert pour une critique sur
ce point). Une autre étude (Boissière et al., 1985) utilisant des
résultats de tests a conclu à l'importance de tels facteurs dans
l'explication des différences de salaires.
III. Résultats Empiriques:
Le tableau No. 2 présente les corrélations entre les différentes
variables indépendantes du modèle; la corrélation la plus forte se situe
entre le diplôme et le nombre d'années d'études. Ceci n'a rien de
surprenant dans la mesure ou les diplômes sont obtenus à la fin des cycles
scolaires. Les variables les plus corrélêes avec le salaire sont celles
relatives à l'éducation (nombre d'années d'études et diplôme), un troisième
facteur étant la localité et enfin la nationalité du travailleur. Le fait
le plus important à noter à l'analyse de ce tableau, cependant, est le
niveau de correlation entre les variables relatives à l'éducation, d'une
part, et la nationalité et le lieu d'implantation de l'établissement
d'autre part; ces coefficients de corrélation de plus 0,26 (0,36 entre la
nationalité et le nombre d'années d'études) suggèrent que l'on interprète
les coefficients relatifs à ces variables avec quelques précautions.
Finalement, il faut aussi mentioner la relation qui existe entre le sexe du
travailleur et les variables relatives à l'éducation (diplôme et années
d'études) et qui confirment clairement que les femmes ont en général un
niveau d'instruction plus élevé (et sont titulaires de diplômes plus
souvent) que les hommes. Il s'agit là d'un biais important du marché du
travail en Côte-d'Ivoire qui est tel que l'accès des femmes y est, dans une
large mesure, conditionné par leur niveau d'instruction. Hormis ces
variables, il y a très peu (ou pas du tout) de relation statistique entre
les autres variables, et rnême de façon surprenante entre l'ancienneté et le
nombre d'années d'études, ou l'ancienneté et le sexe.
- 12 -
Tableau No. 2
Tableau des corrélations
Salaire Années d'Etudes Ancienneté Sexe DiplSme Nationalité Localité
Salaire 1.000 0.4373** 0.1781** -0.0547. 0.2837** 0.1448.. 0.2319**
Années d'Et. 1.0000 0.0213 -0.1745.. 0.6045.. 0.3554.. 0.2673**
Ancienneté 1.0000 0.0353 0.0075 0.0287 0.1685**
Sexe (Homme = 1) 1.0000 -0.1417.. -0.1186** -0.0615*
DipîSme (Oui = 1) 1.0000 0.2639Q. 0.2356**
Nationalité (Ivoirien = 1) 1.000 0.1615**
Localité (Abidjan = 1) 1.000
Nbre de cas: 1916 1-tailed Signif: -0.01 *s - 0.001
Le tableau Ai (en appendice) presente les estimations de
différentes fonctions de gains dans lesquelles une variable indépendante
supplementaire est ajoutée à la fonction précédente. Toutes les équations
estimees sont statistiquement significatives et révèlent une proportion de
la variance du salaire expliquee d'au moins 42%. Dans l'équation No. 1, la
seule variable indépendante est le nombre d'années d'études. Cette
équation "explique" 42% de la variance du salaire, et le taux de rendement
moyen de l'année d'étude est de 12%. Ce coefficient, bien que plus élevé
que ceux que l'on trouve en général dans les pays industrialisés, est dans
les limites du raisonnable si on le compare aux taux de l'ordre de 13 a 14%
(sinon plus) que l'on trouve dans d'autres pays sous-développés
(Psacharopoulos, 1985).
Dans l'équation No. 2, le carré de la variable années d'études
est introduit afin d'observer le sens et l'amplitude de l'évolution du taux
marginal de l'année d'études relatif au log du salaire. L'impact de la
variable années d'études est réduite de 25% tout en restant statistiquement
significatif indiquant ainsi une covariance positive entre les deux termes;
le coefficient relatif au terme quadratique est positif et significatif, ce
qui suggère des rendements marginaux croissants dûs aux années d'études.
- 13 -
Ce dernier fait peut, à première vue, surprendre dans la mesure ou des
rendements marginaux décroissants ont été observés ailleurs,
particulièrement dans les pays industrialisés. Par exemple Mingat et
Jarousse (1987) rapportent des rendements décroissants de l'ordre de 0,2%.
Deux raisons peuvent être avancées pour expliquer cette situation. D'abord,
la situation du marché du travail en Côte d'Ivoire présente une certaine
carence de l'offre de cadres éduqués à tous les niveaux et spécialement aux
niveaux les plus élevés, et un nombre important de travailleurs non
scolarisés (48%), ce qui expliquerait la forme exponentielle de la fonction
de gains. Une deuxième raison pourrait être liée aux données elles-memes
dans la mesure ou elles ne tiennent pas compte des années d'études au-delà
de la maîtrise qui sont toutes classifiées au même niveau que la maîtrise
(17 annees d'études); il y aurait de bonnes raisons de croire que si une
décroissance marginale des rendements de l'éducation devait être observee,
elle le serait à partir de ce niveau. La réalite du marché du travail en
Côte d'Ivoire semble contredire cependant la première interprétation
puisque l'on observe un excès d'offre de main d'oeuvre très qualifiée
reflété par le chômage de nombreux diplômés d'enseignements secondaire et
$upérieur; dans une telle situation, la théorie néo-classique postule que
les salaires baissent afin de réaliser l'équilibre sur le marché du
travail. Comme on le sait, les salaires sont généralement rigides à la
baisse, ce qui permet de conclure que la situation dacrite par les
rendements croissants des salaires par rapport aux années d'études observés
sont le reflet d'une imperfection dans le fonctionnement du marché du
travail en Côte-d'Ivoire. L'introduction du terme quadratique n'ajoute
rien à la proportion de la variance expliquée par le modèle qui demeure
stable à 42%.
- 14 -
Dans leéquation No. 3 l'expérience professionnelle est ajoutée au
modèle; le pouvoir explicatif du modèle est accru de 11%, passant de 42% à
53%. Le coefficient de la variable expérience professionnelle indique que
chaque année d'expérience compte pour 4.7% de la variation des salaires; le
coefficient relatif au nombre d'années d'études décroit légèrement et son
terme quadratique s'accroit, quant à lui, légérement également. Cette
relative stabilité de ces coefficients mérite d'être mentionnée dans la
mesure oùi l'on se serait normalement attendu à un accroissement
significatif de l'impact de l'éducation. Un tel accroissement, obtenu dans
de nombreuses études (Mincer, 1974; Mingat et Jarousse, 1987;
Psacharapoulos, 1977; ... ) s'explique par la covariance negative entre le
niveau d'eéducation et l'ancienneté, les travailleurs les plus anciens étant
les moins éduqués. -Le marché du travail dans le secteur formel en Côte
d'Ivoire ne présente cependant pas cette image comme l'indique le tableau
suivant qui revèle que la distribution du nombre d'années d'études en
fonction de l'expérience professionnelle des travailleurs est en forme de
cloche renversee (plus ou moins symétrique) et relativement applatie,
confirmant ainsi une faible correlation entre ces deux variables (en fait,
comme le montre la table de corrélation présentée plus haut, le coefficient
de corrélation entre le niveau d'éducation et l'expérience professionnelle
n'est que de 0.021).
Tableau No. 4Nombre Moyen d'Années d'Etudes par Groupe d'Ancienneté.
Expérience Moyenne Ecart Type
1 an ou moins 3.30 4.802 a 3 ans 4.91 5.1S4 a 5 ans 4.90 6.076 a 10 ans 6.13 4.9411 a 16 ans 4.48 4.78Plus de 15 ans 3.69 4.40
- 15 -
Cette situation ne devrait pas être particulière à la Côte
d'Ivoire dans la mesure ou elle est certainement due au faible niveau
général de scolarisation (et aussi aux déperditions scolaires qui
expliquent que de nombreux jeunes entrent sur le marché du travail avec un
faible niveau d'instruction, ou même complètement analphabètes).
Un autre fait qui mérite d'être mentioné est le pourcentage
d'accroissement du pouvoir explicatif du modèle (11 %) qui se retrouve
exactement dans l'équation No. 9 (présentée en appendice) où l'expérience
toute seule "explique" 11% de la variation de salaire. Ceci confirme
l'absence presque totale de collinéarité entre l'éducation et l'expérience.
Dans l'equation No. 4 l'hypothèse de rendements marginaux décroissants du
salaire par rapport à l'ancienneté est testée. Il a été vérifié par
ailleurs que si le salaire des travailleurs s'accroit avec l'anciennete,
cet accroissement se fait à un taux décroissant au fil des années.
Plusieurs raisons peuvent justifier ce fait; d'abord des raisons naturelles
liees à la réduction des capacités physiques ou intellectuelles du
travailleur à mesure que son âge s'accroit; ensuite, des raisons techniques
(pour certaines catégories de travailleurs): la réduction de leur
competence due à l'obsolescence de leur connaissances devant l'évolution
des techniques.
Afin de saisir la réaction du marché du travail face à ce
phénomène, le carré de l'expérience est ajouté au modèle, et le signe du
coefficient de ce terme quadratique devrait être négatif si l'hypothèse de
décroissance du taux marginal d'augmentation du salaire par rapport à
l'ancienneté est vérifiée. L'addition du carra de l'ancienneté n'améliore
pas de façon substantielle le pouvoir explicatif du modèle; les
coefficients relatifs aux années d'études demeurent stables. Le
- 16 -
coefficient relatif à l'ancienneté s'accroit, quant à lui, de plus de 70%;
celui relatif à son terme quadratique est significatif et affecté du signe
négatif espéré. --
Les coefficients indiquent que les années d'ancienneté et les
années d'études accroissent en moyenne les salaires dans des proportions
comparables. Ce résultat pourrait suggérer que l'année d'investissement
post-scolaire serait aussi rentable que celle d'investissement scolaire et
ceci lorsque que l'on considère l'investissement post-scolaire dans la
perspective de la politique de formation professionnelle continue en
vigueur en Côte-d'Ivoire. Cette suggestion est à considérer avec beaucoup
de précautions, cependant, parce que la rentabilité de l'investissement
post-scolaire n'est pas indépendante de leinvestissement scolaire; il est
maintenant généralement admis qu'ils sont, dans une large mesure,
complémentaires. Ainsi un travailleur débutant avec 6 années d'études
(niveau Certificat d'Etudes Primaire Elémentaire) touche 37.667 francs
alors qu'un travailleur illetré ayant 10 années d'expérience toucherait
41.637 francs, c'est-à dire 3.970 francs (10%) de plus. Cette différence
est très rapidement comblée après la première année d'ancienneté.
L'equation No. 6 indique que si ce nouveau travailleur est titulaire du
CEPE, il touche 43.528 francs soit plus que le travailleur illetré ayant 10
années d'ancienneté. Dans l'équation No. 5, une variable binaire est
introduite afin de revéler d'éventuelles différences de salaire dues au
sexe du travailleur; l'introduction de cette variable n'améliore pas le
pouvoir explicatif du modèle et laisse pratiquement inchangées les autres
variables; de plus, le coefficient représentant le sexe n'est pas
statistiquement significatif. Ceci est une confirmation des résultats
obtenus plus tôt par Pégatienan (1979) en utilisant l'enquête de main
- 17 -
d'oeuvre de 1979 comme base de données, ainsi que par Van der Gaag et
Vijverberg, par Grootaert; et par Komenan. Une première explication de ce
résultat serait qu'en Côte-d'Ivoire le sexe des travailleurs n'est pas un
facteur important dans la détermination des gains individuels. Il est,
cependant, à noter que ce résultat est nettement insuffisant pour conclure
de l'absence de discrimination sexuelle dans la mesure où pour arriver à
une telle conclusion il faudrait, entre autres choses, montrer que tous les
travailleurs ont les memes chances d'accès à tous les postes de travail,
quel que soit leur sexe. Il y a, à cet egard, dans l'étude de Grootaert des
indications que lorsque les indemnités (souvent liées aux responsabilités)
sont incluses dans le salaire, il y a une différence significative de
remuneration entre hommes et femmes.
En outre, la table des corrélations revèle des coefficients
significatifs entre le sexe des travailleurs et les variables relatives à
l'éducation (nombre d'années d'études et le fait d'être ou non diplômé) et
la table No. 1 indique que le nombre moyen d'années d'études des femmes est
nettement supérieur à celui des hommes (7,05 contre 4,10 années) et que
seulement 25% des femmes sont illetrees contre 51% des hommes. Il
semblerait donc que l'accès des femmes au marché du travail soit assez
fortement conditionné par leur niveau d'études. Les données disponibles ne
permettent cependant pas de tester cette hypothèse.
L'équation No. 7 considère l'effet du diplôme sur les salaires.
L'introduction d'une variable binaire indiquant si oui ou non le
travailleur a obtenu un diplome n'améliore pas le pouvoir explicatif du
modèle. Cependant, le coefficient relatif aux années d'études décroit d'à
peu près 15%, ceci suggère qu'une partie de l'effet attribué aux années
d'études était en fait die au diplôme. Le coefficient relatif au diplôme
est statistiquement significatif et relativement élevé (à peu près 18%).
- 18 -
Ceci indique que la seule obtention d'un diplôme accroît en moyenne le
salaire d'un travailleur de 18% par rapport à celui qui n'en possède pas
(toutes choses égales par ailleurs). Les autres coefficients ne sont pas
affectés par l'introduction de la variable diplôme. Au moins deux
interprétations de ce résultat sont possibles. La première, conforme à la
théorie de l'écran, serait que les employeurs utilisent les diplomes comme
un puissant "signal" des aptitudes et de la productivité potentielle des
travailleurs. La seconde, inspiree par la théorie du capital humain,
serait qu'en fait les travailleurs détenteurs d'un diplôme sont plus
productifs que les autres, à niveau d'instruction égal. Une façon
rudimentaire de tester la première hypothèse est d'estimer des fonctions de
gains pour des groupes de travailleurs ayant des nombres d'années
d'ancienneté différents et d'observer le coefficient relatif au diplôme.
Le tableau suivant présente ces coefficients.
Tableau No 5.Coefficients rélatifs au dipl8me à differents niveau d'ancienneté.
Ancienneté 0 <2 <6 <10 >=10
Coefficient 0.41* 0. 19* 0.15* 0. 17* 0. 20*
Les coefficients sont tous statistiquement significatifs. Ils
indiquent que l'obtention du diplôme a un impact extremement important
(41%) dans la détermination du salaire des nouveaux travailleurs et cet
impact s'aménuise progressivement à mesure que le travailleur acquiert de
l'expérience professionnelle.
Ce test tendrait a confirmer la thèse selon laquelle les
employeurs utilisent le diplôme comme un indicateur à-priori de la
productivité future du travailleur, en l'absence de tout autre critère,
- 19 -
mais qu'a mesure que la relation de travail se prolonge, ils accumulent
d'autres éléments qui leur permettent de réduire le poids accordé au
diplôme dans l'appréciation qu'ils font des rendements du travailleur. Ce
test est cependant rudimentaire (faute de mieux avec les données
disponibles) dans la mesure ou, comme toutes les données transversales,
celles-ci mettent en présence plusieurs générations de travailleurs avec
des caractéristiques differentes. Il se peut donc que les coefficients
observes revèlent en fait un effet de génération et que, par exemple, le
coefficient relativement élevi du diplôme observé pour les nouveaux
travailleurs soit en partie due à une rareti relative (rélative au nombre
de "sorties" du systame aducatif) de diplômés à la suite des desperditions
croissantes du système iducatif. Une analyse de l'évolution actuelle de
l'appareil iducatif ivoirien pourrait réveler si une telle hypothèse à
quelque crédit. Faute de données meilleures, une analyse de l'évolution
des taux de redoublement presentie dans le tableau suivant montre
clairement qu'une proportion de plus en plus grande d'élèves du primaire et
du secondaire redoublent leurs classes et sont probablement de bons
candidats à l'entrée sur le marché du travail demunis de dipl&mes.
Tableau No. ôEvolution des Taux de Redoublement en Ct d'Ivoire de 1975 a 1984.
Niveau 1976 1980 1984----------------------------------------------- _--__--_--
Prlima re 21% 20% 26%Secondai re 13% 12% 16%
L'introduction du lieu d'implantation de l'établissement dans
l'équation de gains améliore de façon substantielle le pouvoir explicatif
du modèle, dans la mesure ou le coefficient de détermination grimpe de 54%
- 20 -
a 60%; ensuite, comme espéré étant donné le niveau élevé de la corrélation
entre le lieu d'implantation de l'établissement d'une part et le niveau
d'instruction des travailleurs (0,27%) et le fait ou non d'être titulaire
d'un diplôme (0,24%) d'autre part, les coefficients rélatifs à l'éducation
sont substantiellement affectés à la baisse; l'impact du nombre d'années
d'instruction décroit de plus de 21% et celui du diplôme de plus de 27%.
Comme espéré aussi, leimpact de l'année d'anciennete est aussi réduit
substantiellement (de plus de 12%); le coefficient de corrélation entre le
lieu d'implantation et l'ancienneté est de 17%. Le fait de travailler à
Abidjan accroit rait les salaires de près de 60% par rapport à ceux des
autres lieux d'implantation. Ce fait n'est certainement pas surprenant
dans la mesure ou, en pratique, le lieu d'exercice de son emploi est un
critère important dans la détermination des salaires en Côte d'Ivoire.
Certains avantages sous forme de primes sont accordés aux travailleurs
d'Abidjan afin deajuster les salaires par rapport au cout extrêmement élevé
de la vie dans cette ville. On peut toutefois être surpris par leimportance
de l'impact de la variable (60%); une première explication (la plus
évidente) est certainement que cette variable saisit en fait une partie non
négligeable des effets dûis à l'éducation des travailleurs et il n'est pas
possible, pour l'instant, de séparer ces effets afin d'en connaître la
répartition exacte; il s'agit ici des problèmes de multicollinéarite
mentionés plus haut. Dans la suite de ces notes, différentes équations
vont être estimées par lieu d'implantation, ce qui éliminera le problème.
L'analyse du marché du travail en Côte d'Ivoire suggère
clairement que l'origine des travailleurs est certainement un élément
important à analyser. L'équation No. 8 présente les résultats de
l'estimation de la fonction de gains avec l'origine des travailleurs comme
- 21 -
variable binaire (ivoirien ou africain non ivoirien); le niveau de
multicollinéarite entre les variables relatives à l'éducation et l'origine
des travailleurs rend plus difficile l'interprétation des résultats-que
dans l'équation précédente.
Que faut-il retenir de cette section? Tout d'abord, il faut
retenir que l'éducation joue un rôle très important dans la détermination
des salaires en Côte d'Ivoire; le nombre d'années d'études en est un
élément primordial et aux effets croissants et l'obtention d'un diplôme est
certainement une voie sûre d'accroissement des salaires. L'expérience
contribue largement à la détermination des salaires avec un taux
d'accroissement des salaires de l'ordre de 7 à 8% par année d'ancienneté
c'est-à-dire à un niveau comparable aux annees d'études. Le lieu
d'implantation de l'ëtablissement est un élément important de segmentation
du marché du travail et conditionne l'analyse dans une large mesure. Il
est donc important, devant l'hétérogénéite de ce marché par rapport à cet
élément, de séparer les travailleurs par lieu d'implantation de
l'établissement.
Les équations No. 9 à 13 visent à observer l'évolution du
coefficient relatif à l'expérience à mesure que des variables sont ajoutées
au modèle. Ces équations ne présentent pas de surprises réelles; les
coefficients élevés relatifs au diplome et au sexe s'expliquent par la
corrélation entre eux et le nombre d'annees d'études; ils capturent donc
une partie des effets de ces dernières en leur absence dans l'équation.
L'introduction du nombre d'années d'études dans l'équation No. 11 a pour
effet attendu de réduire considérablement ces coefficients, et celui
relatif au sexe redevient insignifiant. La spécification de l'équation No.
14 est celle que l'on trouve le plus souvent dans la littérature, et qui,
par conséquent, fournit la base de comparaison la plus facile; elle est
donc présentée dans le texte.
- 22 -
Tableau No a.Résultats des Régressions(Ensemble de l'Echantillon)
Variables Coefficients
Année d'Etudes 0,1126e
Expérience 0,0779*(18,0)
(Expérience)2 -0,0016*(-6,74)
Constante 3,07
R2 0,62
F 718,2
Nombre d'observations 1916
D'après cette estimation, chaque annee d'études accroît le
salaire de 11,25%, chaque annee d'ancienneté de 7,75% (avec un taux
marginal de décroissance de 0,15%); le modèle dans son ensemble explique
52% de la variance du salaire. Comparativement, Grootaert (1987) obtient
des résultats légèrement différents en utilisant la même spicification
(voir appendice), mais nettement plus proches de ceux-ci que ceux obtenus
par Van der Gaag et Vijverberg (1987b) avec une spécification quelque peu
différente. La raison principale des différences entre les résultats de
Grootaert et ceux de ce papier réside certainement dans le type de données
utilisées; l'analyse de Grootaert est basee sur l'enquête aupres des
ménages qui est, à bien des égards, moins homogène que l'enquête sur la
main d'oeuvre qui sert de base à la présente étude. Les diffirences avec
l'analyse de Van der Gaag et Vijverberg proviennent non seulement des mêmes
causes, mais aussi de deux facteurs importants: le choix de la forme de la
variable dépendante et l'expression de l'ancienneté.
- 23 -
Van der Gaag et Vijverberg utilisent comme variable dépendante le
logarythme du salaire horaire calcula à partir des informations fournies
par les répondants au questionnaire; Grootaert explique que les données
concernant le nombre d'heures et de jours de travail effectifs fournies par
les répondants pêchent par beaucoup d'imprécision et donc, pourrait
conduire à la craation de valeurs anormales; ceci est certainement renforcé
par le fait qu'en Côte d'Ivoire, la periode "normale" de transaction sur le
marché du travail est le mois, pour la plupart des catégories de
travailleurs, même si le salaire est souvent exprimé par heure.
L'ancienneté dans l'équation de Van der Gaag et Vivjerberg est calculée à
partir de la formule mincérienne: âge moins années d'études moins 5 ans; ce
papier explique dans sa section 2 pourquoi cette procadure est jugée
inappropriee dans le cas de la Côte d'Ivoire.
III.1. Les Taux de Rendements Privés de l'Education:
Il a été considtré jusqu'ici que toutes les annees d'études
accroissaient le salaire du même montant; bien que le terme quadratique du
nombre d'annaes deatudes indiquait qu'il n'en était pas ainsi, la
contribution particulière de chaque niveau d'études reste à mesurer. Pour
ce faire, l'aducation est d'abord traitée comme une variable catégorielle
avec chaque niveau d'enseignement représentant une categorie. Le tableau
suivant présente les résultats.
Les taux de rendements présentés dans ce tableau seexpriment en
fonction du niveau d'éducation immédiatement inférieur; par exemple le taux
de rendement annuel de 30,71% de l'enseignement secondaire du second cycle
s'entend comme le taux marginal de rendement de l'année d'instruction du
secondaire du second cycle par rapport au ler cycle du secondaire. Les taux
- 24 -
de rendements privés de l'éducation entre 2 niveaux consécutifs d'éducation
ont été calculés comme des taux annuels d'accroissement des salaires entre
ces deux niveaux d'éducation. Si C2 est le coefficient de régression
relatif au niveau 2 d'instruction, si cl est le coefficient correspondant
pour le niveau 1, si 'deltaE' est la différence entre les nombres moyens
d'années deétudes entre ces deux niveaux; et, finalement, si SO, Sl, et S2
sont respectivement les logarythmes du salaire de celui qui n'a aucun
niveau d'éducation, de celui qui est au niveau 1 et de celui qui est au
niveau 2, SO(l+cl) est le logarythme du salaire de celui qui s'est arreté
au premier niveau d'éducation, SO(1+c2) étant le logarythme du salaire de
celui qui est du niveau 2 d'éducation, etc... .Ainsi, le taux de rendement
annuel du niveau 2 d'éducation par rapport au niveau 1 serait:
re = (SO(1+c2 )-SO(1+cl)]f[So(l+cl)'deltaE'], ou en simplifiant,
re=(c2-cl)/[(1+cl)'deltaE']. Soit, ici: re=(1,2020-0,5143)/[4x1,5143].
eDeltaEe représente ici le coût d'opportunité attaché à la poursuite des
études jusqu'au niveau supérieur. Bien que les études primaires soient
longues de 6 annees, un coat d'opportunité de seulement 2 années a été
choisi ici pour illustrer le fait que les élèves du primaire ont en fait
très peu de possibilités si l'on exclut la fréquentation d'un établissement
scolaire.
- 25 -
Tableau No. 8Résultats des Régressions et Taux de Rendements Privés de L'éducation
Variable Coefficient CoOts d'Opportunité Taux de Rendements privés
de Régression en Années d'Etudes de l'Education
Pas d'Etudes
Primaire 0,5143* 2,0 25,72%
(9,97)
Secondaire ler Cycle 1,2020* 4,0 11,36%
(18,38)
Secondaire 2nd Cycle 3,2305* 3,0 30,71%
(15,17)
Supérieur ler Cycle 4,2837* 2,0 12,41%
(15,6)
Supérieur 2nd Cycle ô,9313* 2,0 25,05%(20,1)
Expérience 0,0872*
(13,4)
(Expérience)2 -0,0019*
(-6,5)
Constante 3,2480*
(119,8)
R2 0,44
F 212,2
Nombre d'observations 1916
Note: Les coefficients des variables binaires ont été ajustés.
- 26 -
Représentation des taux de Rendements par Niveaux d'Education
Taux de Rendements
30%I
20% I
15%
10%I
Primaire Secondaire 1 Secondaire 2 Supérieur 1 Supérieur 2
L'analyse de l'estimation de la fonction de gains traitant
l'éducation comme une variable catégorielle explique 44Z de la variance du
logarythme du salaire. Les coefficients rélatifs à l'ancienneté demeurent
stables confirmant le peu de covariance existant entre l'éducation et
l'ancienneté. Les coefficients rélatifs aux differents niveaux d'éducation
s'accroissent à mesure que le niveau s'élève, celui relatif à
l'enseignement supérieur de second cycle étant plus de 13 fois celui
relatif à l'enseignement primaire.
- 27 -
L'analyse des taux de rendements révèle que ceux-ci varient
considérablement selon les niveaux, et se représentent en forme de dents de
scie; ainsi le taux de rendement de l'année d'études du primaire est de
l'ordre de 26% alors que celui du premier cycle du secondaire est de
l'ordre de 11%. Par contre, à partir du second cycle du secondaire, le
taux est multiplié par presque 3 pour atteindre 31%, puis décline encore en
ce qui concerne les cycles courts de l'enseignement supérieur (12%) pour
s'accroître à nouveau avec les cycles longs de 1'université (25%). La
tendance globale est cependant à la stabilité. Ce résultat ne confirme pas
les tendances pour l'Afrique contenues dans Psacharopoulos (1985:586) qui
indiquent un taux de rendement privé beaucoup plus important au niveau
primaire qu'aux niveaux suparieurs. De plus, ces taux sont nettement
infarieurs à beaucoup de ceux mentionés dans le même article. Ces résultats
suggèrent clairement deux choses: (1) la valeur monétaire de l'enseignement
primaire en Côte d'Ivoire est nettement inférieure à celle d'autres pays
comparables. Ceci peut etre attribué à l'expansion de ce niveau
d'éducation et aux progres vers l'enseignement primaire universel réalisés
par ce pays; (2) le marcha du travail préfère les cycles longs (du
secondaire et du supérieur) qu'il remunère proportionnellement mieux que
les cycles courts. Cette préférence est certainement une incitation
supplémentaire à poursuivre les études aussi loin dans les différents
niveaux que les moyens financiers et les aptitudes intellectuelles le
permettent.
III.2. Enseignement Général et Enseignement Technique.
L'analyse menée jusqu'ici a implicitement considéré le type de
formation reçue par les travailleurs comme uniforme, c'est-à-dire qu'il n'y
- 28 -
a pas de différence de rémuneration entre celui qui a suivi un cursus
d'enseignement général et celui qui en a suivi un d'enseignement technique
(ici, par enseignement technique il faut entendre aussi bien l'enseignement
technique à proprement parler que la formation professionnelle). Leétude
du comportement du marché du travail vis-a-vis des deux types
d'enseignement est importante pour plusieurs raisons parmi lesquelles les
choix de politique d'éducation, et par consequent, l'allocation des
ressources de ce secteur entre eux est peut-etre la plus fondamentale.
L'enseignement technique est, il est bien connu, un investissement coûIteux
auquel la Côte d'Ivoire consacre une fraction importante de son budget,
avec pour objectif, de former les cadres techniques nationaux de tous
niveaux capables de soutenir l'effort général de développement. A titre
d'exemple, selon certaines estimations, les dépenses annuelles de
fonctionnement de l'enseignement secondaire technique seraient de plus de
150% supérieures à celles de l'enseignement secondaire général (Bellew,
1986). A cela il faut ajouter le fait que l'enseignement technique
requiert des investissements en construction et matériels d'équipement bien
plus importants que l'enseignement général. La réponse du marché du
travail par rapport à cet effort de formation est certainement un test
important de la rentabilité des ressources consacrees à la formation
technique et une base d'analyse pouvant guider une éventuelle réallocation
de ces ressources.
Au moins deux méthodes d'analyse des effets du type de formation
sont possibles; la première est d'estimer des équations de gains séparées
selon le type de formation. Cette méthode a l'avantage d'inclure les
interactions entre la formation générale et la formation technique mais
présente l'inconvenient de ne pas permettre de dégager avec certitude
- 29 -
l'impact spécifique de chaque type de formation. De plus, les éventuelles
différences dans l'impact du nombre d'années d'études observees et
attribuées au type de formation peuvent en fait être dûes à d'autres
facteurs extérieurs au modèle mais importants déterminants des salaires
(par exemple l'origine sociale, l'habileté, le sexe, etc..). La deuxième
méthode consiste à estimer une fonction unique de gains avec des variables
binaires pour chaque type de formation et chaque niveau d'éducation. Bien
que cette dernière méthode ne corrige pas le problème des facteurs
exogènes, elle permet de montrer l'effet spécifique de chaque type de
formation ainsi que de comparer directement les rendements par niveau
d'eéducation et à travers elles les types de formation. Cette méthode
ignore cependant (en théorie) les interactions entre les deux types de
formation. Etant donné les avantages et les inconvenients de chaque
méthode, elles sont toutes les deux utilisées successivement dans cette
section. Le tableau No. 9 présente des statistiques sur l'échantillon, du
point de vue du type de formation.
Tableau No. 9
Enseignement Général et Enseignement Technique
(Principales Statistiques, Enseignement Post-Primaire)
Salaire Moyen
Ecart-Type Tous Secondaire Supérieur Secondaire Secondaire Supérieur Supérieur
Nombre de Cas Niveaux Tous Tous ler 2nd 1er 2nd
Nombre Moyen D'Années D'Etudes Confondus Niveaux NiveaUx Cycle Cycle Cycle Cycle
Enseignement Général 108.475 93.319 262.655 84.110 152.000 211.670 285.600
(95.011) (67.971) (169.065) (56.400) (100.120) (213.350) (145.500)
324 295 29 255 40 9 20
10,19 9.11 12.55 15 17
Enseignement Technique 180.686 135.262 327.442 113.940 159.860 233.800 455.140
(198.576) (84.847) (342.048) (70.820) (93.130) (152.050) (471.800)
220 168 52 90 78 30 22
12,14 9.76 12.41 15 17
Total 137.678 108.538 304.247
(150.105) (77.136) (292.517)
544 463 81
- 30 -
L'échantillon comprend 324 travailleurs ayant suivi une formation
générale et 220 une formation technique. Le type de formation est
probablement celui suivi en dernier par le travailleur. Il n'est cependant
pas possible de connaître la séquence de succession entre enseignement
général et enseignement technique dans le cursus scolaire du travailleur.
Une telle information aurait été d'une grande importance pour déterminer,
d'après les critères du marché du travail, quelle est la combinaison (et le
cursus) optimale à suivre pour une plus grande efficacité dans le monde du
travail.
D'après le tableau No. 9, globalement aussi bien qu'à niveau
d'instruction égal, celui qui a suivi une formation technique est mieux
rémunére que celui qui a suivi une filière d'enseignement général. La
différence de rémunération est minimale au niveau du second cycle du
secondaire et maximale au niveau du second cycle de l'enseignement
supérieur. D'autre part, alors que pour les travailleurs ayant suivi
l'enseignement général chaque niveau d'études accroît les salaires d'un
montant à peu près constant (sauf entre les cycles longs et les cycles
courts de l'université), pour l'enseignement technique, ce montant est
croissant. Une explication de ce phénomène serait que dans le cas de
l'enseignement technique, chaque étape du cursus correspond à un "savoir-
faire" donné (et accru par rapport à l'étape précédente) et suffisant pour
être presque qu'immédiatement efficace en entreprise, ce qui n'est pas le
cas de l'enseignement général qui certes accroit les capacités
d'apprentissage sur le tas, de "formabilité" (dans le sens de Thurow), sans
pour autant lui fournir les connaissances techniques de base.
- 31 -
Le tableau No. 10 présente les estimations de la fonction de
gains séparée pour les deux catégories.
Tableau No. 10.Résultats des Régressions
(Enseignement Technique/Enseignement Général)-------------------------------------------------------------
Ens. Qeneral Ens. Techn.
Année d'Etudes 0,1879* 0,1781*(16,05) (12,97)
Expérience 0,0741* 0,1005*(8,40) (8,32)
(Expérience)2 -0,0012* -0,0026*(-2,40) (-3,74)
Constante 2,3820* 2,2922*(19,04) (12,08)
R2 0,48 0,49
F 99,05 89,98
Nombre d'observations 324 220
Nombre Moyen d'Années d'Etudes 10,19 12,14
L'examen du tableau No. 10 montre clairement que les variables du
modèle expliquent sensiblememt la meme proportion de variance du salaire,
et que les coefficients de l'équation relative a l'enseignement technique
sont en valeur absolue plus grands que ceux de l'enseignement général. Les
implications de ce constat sont que (1) les salaires des produits du
système d'enseignement technique sont plus sensibles au nombre d'années
d'études et d'ancienneté et (2) le rendement marginal de l'année
d'ancienneté décroit plus rapidement dans le cas des produits de
l'enseignement technique que de ceux de l'enseignement général.
L'interprétation immédiate du premier point est que les années
- 32 -
d'enseignement technique accroissent plus la productivité des travailleurs
que les années d'enseignement général, et qu'en plus les investissements
post-scolaires des produits de l'enseignement technique sont plus rentables
que ceux des produits de l'enseignement général. La formation technique
permettrait donc de mettre en valeur la formation de base reçue dans
l'enseignement général (si tant est que la formation générale précède
toujours la formation technique et que l'impact observé de l'année de
formation technique est en fait l'impact d'une combinaison des deux types
de formation) et d'optimiser la formation en cours d'emploi.
Le deuxième point (la différence entre les décroissances des taux
marginaux de l'annee d'ancienneté) mérite que l'on s'y arrête; une façon de
distinguer l'enseignement genéral de l'enseignement technique est le degré
de spécificité; l'enseignement technique étant plus spécifique que
l'enseignement général, c'est-à-dire plus lié a un type particulier de
savoir-faire. Le travailleur ayant suivi ce type d'enseignement est aussi
plus exposé au phénomène d'obsolescence (de dépassement de ses
connaissances devant le progrès technique) et moins apte à seadapter et à
se renouveller que le travailleur ayant suivi une filière générale.
Cependant, bien que ceci soit théoriquement vrai en général, on peut arguer
que les agents d'exécution sont plus affectés par le phénomène que les
cadres de niveaux supérieurs parce que ces derniers ont nécessairement, de
par la façon dont les études sont organisees, une somme de connaissances
générales suffisantes leur fournissant une capacité d'adaptation plus
grande. Une façon évidente de tester cette hypothèse est d'estimer des
fonctions de gains du même type sur des sous-ensembles de l'échantillon
correspondant à des niveaux d'éducation différents par type de formation et
d'observer le degré de décroissance du rendement marginal de l'année
- 33 -
d'ancienneté. Le nombre limité d'observations dans chaque groupe ne permet
malheureusement pas d'y procéder. Il convient maintenant de mener une
comparaison directe de l'effet de chaque type de formation, par niveau (la
deuxième méthode). Le tableau No. 11 présente les résultats des
estimations des deux fonctions de gains traitant l'éducation comme une
variable catégorielle.
- 34 -
Tableau No 11.
Résultats des Régressions(Enseignement Général/Enseignement Technique)
------------------------------------------------
CoefficientVariable de Régression------------------------------------------------
Primaire ------
Second. ler Cycle Général 0,2823*(6,89)
Second. 1er Cycle Technique 0,5609*(7,88)
Second. 2nd Cycle General 1,3140*(9,75)
Second. 2nd Cycle Technique 1,4228*(13,8)
Supérieur ler Cycle Général 2,3882*(8,92)
Supérieur ler Cycle Technique 2,8098*(13,1)
Supérieur 2nd Cycle General 3,8271*(12,9)
Supérieur 2nd Cycle Technique 6,1351*(16,9)
Expérience 0,0770*(9,96)
(Expérience)2 -0.001S*(-4,19)
Constante 3,8729*
R2 0,49
F 98,8
Nbre d'observations 988------------------------------------------------
Note 1: Les résultats présentés dans cette tablene concernent que les travailleurs ayantété scolarisés.
Note 2: Les coefficients des variables binairesont été ajustés.
- 35 -
L'analyse des résultats présentés dans le tableau précédent fait
apparaitre très clairement deux choses. Premièrement, l'impact de
l'enseignement technique sur les salaires est, à niveau d'éducation égal,
toujours superieur à celui de l'enseignement général. Deuxièmement,
l'écart entre leenseignement technique et l'enseignement général est le
plus sensible aux deux extrémités (ler cycle de l'enseignement secondaire
et enseignement universitaire long). Devant ces resultats, la question qui
se pose à l'économiste est de savoir si la différence de rentabilité
financière réflète la différence entre les coûts de formation; il est
évident que la formation technique est bien plus onéreuse que la formation
générale et selon des données récentes, en 1983, le coût de l'année-élève
dans l'enseignement technique secondaire était 2,5 fois supérieur à celui
de l'enseignement général. Ainsi, comparés à l'enseignement général, les
rendements de l'enseignement secondaire technique ne semblent pas riflèter
ses coûts élevés. Il serait cependant hasardeux de tirer des conclusions
hâtives à ce niveau dans la mesure oÙ le seul critère de comparaison
utilisé jusqu'ici est la réponse du marché du travail en terme de
rémunération (utilisé comme un substitut de la productivité du travail).
Ce dernier pourrait être en la matière un indicateur imparfait dans la
mesure où il ne tient pas compte d'un certain nombre de facteurs tels que
le temps de recherche du premier emploi qui semble être, dans beaucoup de
cas, plus court pour les "sorties" du système d'enseignement technique que
pour les "sorties" de celui de l'enseignement général.
III.3. Les Différences entre Hommes et Femmes.
L'objet de cette section est d'analyser les éventuelles
différences de rémunerations entre hommes et femmes ainsi que le rôle joué
par l'éducation dans ces différences. Le fait que l'analyse globale qui a
- 36 -
précédé n'a permis de dégager aucune discrimination sexuelle sur le marché
du travail, lorsque leon tient compte des caractéristiques personnelles
aussi bien qu'institutionnelles incite davantage à l'approfondissement des
investigations afin de confirmer ces premiers résultats tant il est vrai
que la question de l'égalité des sexes sur le marché du travail apparait
comme étant un des problèmes fondamentaux de l'heure dans de nombreux pays.
Dans les tableaux Ai et A2 il est implicitement suppose que les
coefficients des variables indépendantes ainsi que la constante sont
identiques pour les deux sexes; cependant si certains de ces coefficients
étaient différents d'un sexe à l'autre (c'est-à-dire s'il y avait une
différence structurelle entre les déterminants des salaires des deux
sexes), le coefficient relatif au sexe pourrait alors sous-estimer la
différence réelle entre sexes. Une solution à ce problème est d'estimer des
fonctions de gains séparées. Le tableau suivant présente les fréquences
par sexe à travers les différentes catégories socio-professionnelles, les
niveaux d'études ainsi que les salaires moyens comparés des hommes et des
femmes par catégorie professionnelle et par niveau d'études. A ce niveau
il convient de rappeler un certain nombre de faits mentionés dans les
sections qui précèdent. Les femmes employées dans le secteur moderne en
Côte d'Ivoire ont en moyenne un niveau d'instruction nettement supérieur a
celui des hommes. Quelqu'en soient les raisons (culturelles ou économiques)
il est un fait que les femmes non scolarisées se dirigent en général vers
les activités de type indépendant et n'offrent leur force de travail sur le
marché moderne que celles qui ont acquis un minimum de scolarisation. Il
en résulte que seulement 25% des femmes dans l'échantillon n'ont jamais
reçu d'éducation alors que c'est le cas de 51% des hommes. Il n'est donc
pas surprenant, compte tenu du rôle joué par l'éducation dans la
détermination directe du salaire et dans la classification des
- 37 -
travailleurs, que le salaire moyen des femmes soit supérieur a celui des
hommes. Il faut noter ici que cette situation ne semble pas être unique à
la Côte deIvoire; les mêmes tendances sont observées au Cameroun, un pays
en beaucoup de points comparable à la Côte d'Ivoire (Atangana-Mébara;
Martin et Ta Ngoc, 1984:95-96, 237).
Tableau No 12.
Table des Fréquences et Moyennes des Salair-s par Catégorie Professionnel le et par Niveau d'Instruction.
Non Primaire Secondaire Secondaire Université Université Total Salaires
Scolartiés ler Cycle 2nd Cycle 1er Cycle 2nd Cycle Moyens
Directeur/Cadre (H) 0 10 24 28 18 36 116 289.603
(F) 0 0 4 5 8 6 23 260.739
Agent de Mattrise CH) 29 35 63 32 12 0 171 132.374
(F) 0 2 a 9 1 0 20 153.700
Travailleur Qualifié (H) 115 132 103 29 0 0 379 72.989
(F) 2 15 25 9 0 0 51 88.314
Travailleur Non Qualifié (H) 384 179 95 5 0 0 663 50.057
(F) 23 22 12 1 0 0 58 45.655
Manoeuvre/Apprenti (H) 355 44 il 0 0 0 410 24.522
(F) 20 5 0 0 0 0 25 25.720
Total (H) 883 400 296 94 30 36 1739
(F) 45 44 49 24 9 6 177
Salaire Moyens (H) 39.660 74.027 90.716 155.223 223.700 398.611 -- 73.108
(F) 32.756 68.159 99.020 164.917 245.333 229.167 -- 95.288
Le Tableau No. 12 indique que les femmes touchent en moyenne plus
que les hommes (95.288 Francs contre 73.108 Francs); il a été cependant
mentionné plus haut que cela vient essentiellement du fait que celles-ci
ont un niveau d'instruction supérieur aux hommes. Ce dernier fait (niveau
d'instruction supérieur) associé au fait qu'en général les employeurs
tendent à ne pas confier des postes de responsabilité aux femmes (pour des
raisons diverses parmi lesquelles la disponibilité de tous les jours est un
- 38 -
argument important) permet d'expliquer les tendances que l'on peut noter
dans le tableau. En effet on peut remarquer par exemple, que les femmes
représentent 20% des effectifs des directeurs et cadres supérieurs; la
majorité d'entre elles ayant un niveau d'éducation post-secondaire, et
toutes au moins le niveau secondaire, alors que 9% des hommes de cette
catégorie n'ont qu'un niveau d'instruction équivalent à l'enseignement
primaire, et moins de la moitié ont le niveau de l'enseignement supérieur.
Cette tendance se confirme à tous les niveaux de l'échelle des postes, et
se réflète dans le fait qu'elles ont en moyenne un salaire plus élevé dans
les catégories oùà le niveau d'instruction joue un certain rale et où les
compensations duies aux responsabilités n'ont pas d'effet; par exemple parmi
les agents de maîtrise et les travailleurs qualifiés. Ceci suggèrerait une
certaine surqualification des femmes par rapport aux fonctions qu'elles
occupent (en prenant la qualification des hommes comme norme). Une autre
explication supplémentaire de la différence de salaires moyens entre hommes
et femmes serait que celles-ci sont concentrées dans les emplois de type
administratif qui, en général, sont mieux rémunérés que les emplois
manuels. Ces observations sont pleinement compatibles avec celles
contenues dans Pegatienan (1979). Cependant, à l'exception des
travailleurs diplomés des cycles longs de leenseignement supérieur, les
ecarts ne sont pas suffisamment substantiels et systématiques pour suggérer
une quelconque discrimination dans un sens ou dans l'autre. Si
discrimination il y a, elle pourrait se trouver au niveau du rythme des
promotions et de l'attribution des responsabilités, a niveau d'éducation
égal. Les données disponibles ne permettent malheureusement pas de
développer ce point. Des fonctions de gains séparées pour chaque sexe ont
été estimées et les résultats sont présentés dans le tableau suivant.
- 39 -
Tableau No. 13.Résultats des Régressions
(Hommes/Femmes)
Hommes Femmes
Année d'Etudes 0,1107* 0,1260*(36,1) (18,4)
Expérience 0,0771* 0,0828*(12,3) (4,2)
(Expérience)2 -0,0015* -0,0015*(-6,S) (-1,7)
Constante 3,07* 2,97*(38,14) (114,0)
R2 0,51 0,e7
F 601,9 120,5
Nombre d'observations 1739 177
La première remarque qu'il convient de faire à l'analyse de ces
resultats concerne la différence dans le pouvoir explicatif du modèle.
L'estimation de la fonction de gains parmi les femmes explique 67% des
variations de salaire, alors que parmi les hommes, il explique 51% des
variations de salaire, soit une différence de 16%, ce qui est substantiel.
On est donc, à ce point, tenté de conclure que le modèle du capital humain
sied bien mieux à l'analyse du salaire des femmes qu'à celui des hommes.
La seconde remarque qu'il convient de faire concerne l'impact des années
deétudes sur le salaire; chaque année d'étude accroÎt le salaire des
femmes de 12,60% et celui des hommes de 11,07%. Il apparait donc, d'après
ces résultats que l'éducation a un impact plus fort sur le salaire des
femmes que sur celui des hommes (cette difference est statistiquement
significative) attestant du fait que l'éducation des femmes serait plus
rentable que celle des hommes. Une explication de ce phénomène pourrait se
- 40 -
trouver dans l'existence de deux marchés du travail séparés (un pour les
femmes et un pour les hommes) avec peu de communications entre eux, et que
les deux marchés du travail, non seulement fonctionneraient de façon
différente, mais que les demandes de travail seraient satisfaites à des
degrés différents. Ces résultats semblent donc fournir un support
empirique à la théorie du marché du travail segmenté; une analyse plus
poussée (en cours) est cependant requise pour confirmer cette hypothèse.
III.4. Le Lieu d'Implantation de l'Etablissement:
La première section de ces notes a montré que le lieu
d'implantation de l'établissement (Abidjan ou l'intérieur) est un facteur
déterminant des salaires en Côte d'Ivoire. L'explication proposée pour
cette constatation est que le coût de la vie est moins elevé à l'intérieur
du pays qu'à Abidjan et que, par consequent, les travailleurs y ont la
possibilité de maintenir le même niveau de vie avec un salaire moindre.
Une autre hypothèse plus difficile a tester serait que les entreprises
ayant tendance à s'implanter à Abidjan (et ses environs) plutôt qu'à
l'intérieur du pays, la demande de travail y est plus forte et la
compétition parmi les employeurs est telle que les salaires grimpent plus
rapidement qu'à l'intérieur. Il reste, cependant, à étudier les rendements
de l'éducation aux deux endroits afin de voir si des diffarences peuvent
être observées à ce niveau. Auparavant, une analyse des caractéristiques
de l'échantillon selon le lieu d'implantation de l'établissement s'impose.
Le tableau No. 14 prasente les principales données.
- 41 -
Tableau No. 14Caractéristiques de l'Echantillon Selon le Lieu d'Implantation de l'Etablissement.
----- _.--------------------------------------------------__------------------__---------------
Moyenne des Salaires
Abidjan* Intérieur* Abidjan Intérieur
Années d'Etudes 5,41 2,72(5,07) (4,12)
Ancienneté 8,83 4,54
(8,32) (5,30)
Total 1.173 743 98.823 40.953
(100,0%) (100,0%)
Directeurs/Cadres 116 24 304.157 192.208
(9,9%) (3,2%)Agent de Maîtrise 158 33 140.367 107.030
(13,5%) (4,4%)
Travailleur Qualifié 326 104 80.429 67.183
(27,8%) (14,0%)Travailleur Non Qualifié 42S 298 58.904 38.493
(38,2%) (39,8%)Manoeuvre/Apprentis 149 288 34.651 19.350
(12,7%) (38,5%)
Non Scolarisés 443 485 53.465 28.410(37,8%) (65,3%)
Primaire 314 130 84.105 47.700
(26,8%) (17,5%)Secondaire 1er Cycle 248 97 101.351 87.722
(21,2%) (13,1%)
Secondaire 2nd Cycle 99 19 158.354 151.158(8,4%) (2,5%)
Université ler Cycle 32 7 249.218 134.857(2,7%) (0,9%)
Université 2nd Cycle 37 5 397.081 208.800(3,2%) (0,7%)
--------------------------------------------------------------- __------------__--------------
* Entre parenthèses, écart-types pour les variables continues et pourcentages pour les variablescategorielles.
A peu près 40% des travailleurs de l'échantillon sont employés
dans des établissements implantés en dehors d'Abidjan; leur salaire moyen
est de 60% inférieur à celui de ceux d'Abidjan, mais leur niveau d'études y
est aussi nettement inférieur (2,72 contre 5,41 années en moyenne) ainsi
que leur ancienneté (4,54 contre 6,63). L'analyse de la distribution des
travailleurs par catégories socio-professionnelles montre que les
établissements de l'intérieur emploient proportionnellement moins de cadres
- 42 -
qualifiés et plus de travailleurs non qualifiés que les établissements
d'Abidjan. En conséquence, le niveau d'instruction de leurs travailleurs y
est moins élevé et leur distribution par niveau d'instruction l'atteste
clairement; 65% des travailleurs à l'interieur du pays n'ont jamais été
scolarisés (contre 37% à Abidjan). Il semble, donc à l'analyse du tableau
No. 14, que la différence des salaires entre Abidjan et le reste du pays
est essentiellement dûe au plus faible niveau d'instruction et d'ancienneté
des travailleurs de l'intérieur. Le tableau suivant présente les fonctions
de gains estimées pour les deux groupes de travailleurs et permet donc de
déterminer si la différence de rémunerations est en partie due à une
différence dans l'impact de l'éducation.
Tableau No. 1SRésultats des Régressions
(Abidjan/Intérieur)--------------------------------------------------------- _
Abidjan Intérieur
Année d'Etudes 0,0974* 0,1083*(29,S) (21,ô)
Expérience 0,05S1* 0,0952*(7,9) (9,5)
(Expérience)2 -0,0008* -0,0029*(-2,8) (-S,S)
Constante 3,39* 2,82*(94,8) (88,4)
R2 0,47 0,50
F 344,7 251,9
Nombre d'observations 1178 743
Le modèle explique une plus grande proportion de la variance du
logarythme du salaire à l'intérieur du pays qu'à Abidjan et l'impact des
- 43 -
différents facteurs y semble supérieur; l'année d'étude y est mieux
rémunérée, ainsi que l'année d'ancienneté, et la tendance de l'impact
marginal de l'ancienneté à décroître y est beaucoup plus forte. Un test
d'égalité entre les coefficients des années d'études a conclu qu'il n'y a
pas de différence dans l'impact de l'éducation entre les deux types
d'implantations. L'année de scolarité serait donc rémunérée
proportionnellement de la même manière à Abidjan qu'à l'intérieur du pays.
Ceci confirme l'hypothèse, proposée ci-dessus, selon laquelle les
différences de rémunérations resideraient essentiellement dans le fait que
les travailleurs de l'intérieur ont un niveau d'instruction inférieur à
ceux d'abidjan.
III.5. L'Origine du Travailleur:
Le marché du travail en Côte d'Ivoire est caracterisé par une
forte proportion d'étrangers participant à la production à différents
niveaux; ainsi les "expatriés" c'est-à-dire les ressortissants des pays
développés (parmi lesquelles les francais sont les plus nombreux) occupent
pour la plupart les postes les plus élevés dans la hierarchie des
catégories socio-professionnelles. Les ressortissants des autres pays
africains (ANI) sont, quant a eux, plus nombreux à l'autre extrémité de
cette échelle, et les ivoiriens sont largement majoritaires dans les
catégories intermédiaires (cadres moyens, agents de maîtrise, employés
qualifiés). Dans cette itude, le choix a été fait de se concentrer sur les
travailleurs africains seulement; cette section introduit cependant les non
africains (NA) dans l'echantillon afin de comparer l'impact de l'éducation
sur les salaires des trois groupes d'employas.
Les ANI représentent 31% de l'échantillon, ils ont, en général,
un niveau d'éducation bien moins élevé que les ivoiriens (1,79 années
- 44 -
d'études eninoyenne contre 5,55 pour les ivoiriens) touchent en moyenne 75%
moins que les ivoiriens; les NA ont quant à eux un niveau d'éducation
nettement supérieur aux autres groupes (13,65 années d'études en moyenne,
soit 2,5 fois le niveau moyen d'études des ivoiriens) et touchent en
moyenne plus de 12 fois plus que les ivoiriens; le tableau No. 16 fournit
les détails.
T.ble.u No. 16
Caract-etiq,,e de l'Ech-ntillon Selon l'Origine du Traneilleur.
Moyenne de. S.leiree
I-oiriens. ANI. NA. I-oiri.ns. ANI. NA.
Anné-e d'Etudos 5,55 1,79 13,65
(4,86) (3,92) (3,38)
Ancienneté 5,94 5,56 6,30
(5,83) (6,45) (6,95)
Lie-, d'In,plantation
Abidjan 875 298 62
Intérieur 440 303 20
Tot.l 1.315 601 82 86.630 50.055 662.549
(100,0%) (100,0%) (100,0%)
Di recteurs/Cadres 109 30 73 277.277 312.500 713.616
(8,3%) (5,0O%) (39,0%)
Agent de Ma. trise 174 17 8 134.667 134.000 246.375
(13,2%) (2,8%) (9,76%)
Tr.-aillel- Q.el ifié 370 60 1 76.151 66.517 264.000
(26,1%) (10,0%) (1,22%)
Traa illeur Non Qualifié 477 244 0 55.067 39.217
(36,3%) (40,6%) ---
Mano-u.re/Apprentis 185 250 0 31.497 19.480 ----
(14,1%) (41,6%)
Non Scola.ri.é 456 472 1 47.561 31.319 110.000
(34,7%) (78,5%) (1,22%)
Pnimeine 377 67 2 76.170 58.119 270.000
(28,7%) (11,1%) (2,44%)
Secondaire l.r Cycle 315 30 15 90.311 108.533 373.467
(24,0%) (05,0%) (18,3%)
Secondaire 2nd Cycle 100 18 22 161.300 134.389 450.182
(7,6%) (3,0%) (26,8%)
Uninersité 1er Cycle 36 3 14 238.028 116.667 724.286
(2,7%) (0,5%) (17,1%)
Univ-rsité 2nd Cycle 31 il 28 334.419 487.091 1.001.179
(2,4%) (1,8%) (34,2%)
ANI = Africains Mon IN oi. iene NA = Non Africain.
e Entr- pérenthèses, écart-types pour le. nariables continuee et pourcentage. pour les neri&ble
catégoriel I...
- 45 -
La distribution des travailleurs par origine et catégories socio-
professionnelles montre clairement que les ANI se retrouvent
essentiellement dans les positions subalternes puisque 82% d'entre eux sont
ou travailleurs non qualifiés ou manoeuvres (la proportion correspondante
pour les ivoiriens est de 50%) tandis que les NA sont dans leur écrasante
majorité dans des postes de haut niveau (89% d'entre eux); en plus 35% de
ces postes sont occupés par des NA qui constituent seulement 4% de
l'échantillon total. Le niveau d'instruction permet d'expliquer une partie
de la différence entre les moyennes de salaires des trois groupes; en
effet, les ANI neont dans leur très large majorité aucun niveau d'études
(79%) (contre 35% pour les ivoiriens), alors qu'un seul NA de l'échantillon
est dans ce cas. Leanalyse de la distribution des moyennes de salaires par
catégorie socio-professionnelle ou par niveau d'instruction montre
clairement que les NA sont en moyenne les mieux payes dans la plupart de
ces catégories, suivis par les ivoiriens (sauf dans les catégories les plus
élevées où les ANI touchent en moyenne plus que les ivoiriens).
L'explication du fait que les ivoiriens paraissent, a catégorie socio-
professionnelle égale, recevoir des salaires plus élevés que les ANI
pourrait être trouvée dans le fait que plus de la moitié des travailleurs
ANI travaillent en dehors d'Abidjan et donc subissent les taux de
rémunérations qui y sont appliqués. Les ANI par contre percoivent en
moyenne plus que les ivoiriens aux niveaux les plus élevés des hiérarchies.
Cette étude étant consacrée essentiellement à l'analyse de l'impact de
l'éducation sur le salaire, il convient donc après ces constatations de
s'interroger sur ce dernier. Le tableau No 17. présente les résultats des
régressions.
- 46 -
Tableau No. 17.Résultats des Régressions
(Ivoiriens/Africains non-Ivoiriens)
Ivoiriens ANI NA
Année d'Etudes 0,0948* 0,1268* 0,1366*(30,7) (18,3) (4,28)
Expérience 0,0706* 0,0826* -0,0216(11,0) (6,9) (-0,49)
(Expérience)2 -0,0012* -0,0018* 0,0017(-4,3) (-3,4) (0,93)
Constante 3,27* 2,84* 4,24*(107,0) (65,2) (9,0)
R2 0,50 0,46 0,16
F 438,0 163,7 6,12
Nombre d'observations 1316 601 82
Le tableau No. 17 montre que le modèle du capital humain explique
beaucoup mieux les variations de salaires des ivoiriens que ceux des ANI et
des NA; l'estimation de l'équation de gains parmi les NA est, à cet égard,
remarquable dans la mesure où le coefficient de détermination n'est que de
16% et que seul l'impact de l'éducation est statistiquement significatif
(hormis le terme constant). Leimpact de l'éducation est plus grand sur les
salaires des ANI et des NA que sur ceux des ivoiriens. Ainsi, chaque année
d'étude accroit le salaire d'un ANI de près de 12,7%, celui d'un NA de
13,7% et celui d'un ivoirien de 9,5%.
Une explication de la différence d'impact de l'éducation entre
les ivoiriens et les ANI serait liée au bas niveau général d'instruction
des travailleurs ANI et à leur haut coefficient de variation (écart-typel
moyenne). En effet, comme il a été mentioné plus haut, près de 80% des
- 47 -
travailleurs ANI n'ont jamais été à l'école (contre 35% des ivoiriens), 11%
d'entre eux n'ont pas dépassé le niveau de l'école primaire (contre 29% des
ivoiriens) et moins de 10% d'entre eux l'ont dépassé (contre près de 40%
des ivoiriens). Les deux distributions à travers les niveaux d'instruction
sont donc différentes en ce sens que le biais vers les niveaux bas
d'éducation des ANI est nettement plus prononcé que celui des ivoiriens;
dans ces conditions tout accroissement du nombre d'années d'études des ANI
tend à avoir un impact beaucoup plus grand qu'un accroissement identique
chez les ivoiriens. A cette explication s'ajoute le fait déjà mentionné
qu'au niveau le plus élevé, le salaire moyen des ANI est nettement
supirieur a celui des ivoiriens (près de 50% de plus). Une hypothèse
pouvant justifier cela serait celle d'une politique des salaires visant a
payer aux cadres de haut niveau des autres pays africains une compensation
pour leur éloignement (de facon similaire aux "expatriés"). Ceci n'est
pourtant pas la seule explication possible, et pour la theorie du capital
humain ces résultats suggèreraient que les travailleurs ANI instruits
seraient plus productifs que les ivoiriens instruits. Cette dernière
explication est aussi valable en ce qui concerne la différence deimpact de
l'éducation entre les ivoiriens et les NA.
III.6. Secteur Public-Secteur Privé:
La comparaison entre le secteur public et le secteur privé est
interessante dans la mesure oÙ elle permet de mesurer l'impact du premier
sur le marché du travail et les éventuelles distorsions qu'il y provoque.
En effet, le secteur public est souvent considéré comme étant non
compétitif par différence avec le secteur privé qui, lui, obéi beaucoup
plus aux lois du marché et aux critères de rentabilité qui y sont
appliqués. De plus, la présente difficile situation économique de la Côte
- 48 -
d'Ivoire a amene à s'interroger sur la politique des salaires pratiquée par
l'Etat et à appliquer les mesures draconniennes de leur réduction dans la
plupart des établissements publics. Cette section analyse les différences
de salaires dans ces deux secteurs ainsi que l'impact de l'éducation sur
leur politique de rémunération. L'enquète de main d'oeuvre qui sert de
base à cette étude est essentiellement consacrée au secteur prive et semi-
privé, il n'est donc pas possible de mener une comparaison complète dans la
mesure ou une partie importante du secteur public en est absente; il s'agit
de la fonction publique.
Le secteur public est représenté par les municipalités, les
etablissements publics, les instituts de recherches, et les sociétés à
participation publique a 100%; le secteur privé quant à lui est constitué
des sociétés à capitaux à 100% privés aussi bien que de celles ou l'Etat a
une participation inférieure à 100%. Les organismes publics multinationaux
ont été exclus de l'analyse dans la mesure ou les politiques de salaires y
répondent probablement à d'autres critères que ceux utilisés par les
établissements en Côte d'Ivoire. Le tableau No. 18 présente les
principales caractéristiques de l'échantillon.
- 49 -
Tableau No. 18Caractéristiques de l'Echantillon Selon le Statue de l'Etablissement
---------------------------------------------------------- __------------
Moyenne des SalairesEtablissements Sociétés -----------------------
Publics* Priées* Etab. Pub. Soc. Priv.
Années d'Etudes 3,39 4,81
(4,60) (4,91)
Ancienneté 4,85 S,94(5,39) (5,90)
Total 474 1393 55.042 78.179
(100,0%) (100,0%)
Directeurs/Cadres 25 104 240.800 272.712(5,27) (7,47)
Agent de Maîtrise 38 140 121.283 137.443(8,02) (10,05)
Travailleur Qualifié 97 319 86.819 77.075
(20,46) (22,9)Travailleur Non-Qualifié 190 519 34.732 54.938
(40,08) (37,26)Manoeuvre/Apprentis 124 311 20.146 26.363
(28,16) (23,33)
Non Scolarisés 280 834 28.829 42.940
(59,07) (45,S)
Primaire 93 341 57.086 76.510
(19,62) (24,S)
Secondaire 88 358 112.704 108.000(18,57) (25,S)
Université 13 62 214.692 287.961(2,74) (4,S)
---------------------------------------------------------------- __---------
* Entre parenthèses, écart-types pour les variables continues etpourcentages pour les variables catégorielles.
D'après le tableau précédent, 25% des travailleurs de
l'échantillon sont employés dans des établissements publics, et 75% dans
des sociétés privées. Le niveau moyen d'études ainsi que le nombre moyen
d'années d'ancienneté sont plus élevés dans les sociétés privées que dans
- 50 -
les établissements publics. Il en est de même pour les salaires moyens qui
indiquent une différence de l'ordre de 23.000 francs entre les sociétés
privées et les établissements publics. Il apparait donc que les
établissements privés en Côte d'Ivoire paient en moyenne des salaires plus
élevés que les établissements publics (dans un sens large de la notion
d'établissement). L'analyse de la distribution des salaires par catégories
professionnelles confirme cette tendance; a catégorie professionnelle
donnée, les travailleurs du secteur privé touchent plus que ceux du secteur
public. Leanalyse par niveaux d'lnstruction est aussi compatible avec ce
qui précède; le secteur privé paie mieux les travailleurs à tous les
niveaux d'instruction à l'exception du niveau secondaire où les
travailleurs du secteur public touchent en moyenne plus que ceux du secteur
privé, bien que la différence soit insignifiante (de l'ordre de 5%). Une
observation des fréquences par catégories et par niveaux d'études indique
que la force de travail dans les sociétés privées et les établissements
publics a grosso modo la même composition. Cependant, on peut clairement
noter une plus grande concentration des travailleurs dans les niveaux les
plus bas des deux types de hiérarchie (professionnelle et d'instruction)
dans les sociétés publiques que dans les sociétés privées. Le tableau No.19
presente les résultats des régressions.
- 51. -
Tableau No. 19.
Résultats des Régressions
(Public/Privé)
Etab. Pub. Soc. Privée
Année d'Etudes 0,1188* 0,1076*
(22,3) (31,7)
Expérience 0,0766* 0,0827*
(6,2) (11,0)
(Expérience)2 -0,0018* -0,0019*
(-2,8) (-5,4)
Constante 2,95* 3,10*
(71,6) (98,2)
R2 0,60 0,49
F 234,4 443,4
Nombre d'observations 474 1393
Les deux estimations présentées dans le tableau ci-dessus sont
statistiquement significatives. Une plus grande proportion de la variance
du salaire est expliquée par le modèle des gains pour les établissements
publics que pour les sociétés privées (60% contre 49%). Ce fait n'est pas
surprenant dans la mesure ou l'on sait que le niveau d'éducation et le
nombre d'années d'expérience sont les principaux déterminants du salaire
dans le secteur public, alors que dans le secteur privé des éléments
importants tels que la compétence professionnelle, l'ardeur au travail,
l'assiduité, le nombre effectif d'heures de travail hebdomadaire, etc. ont
une très grande importance. Ces éléments n'ont cependant pas pu être
introduits dans le présent modèle et sont insuffisamment représentés par
ceux qui ont été utilisés dans cette étude.
- 52 -
Les coefficients indiquent clairement des impacts différents de
l'éducation sur les salaires selon le type d'établissement. Ainsi,
l'impact de l'éducation est plus fort parmi les travailleurs des
établissements publics que parmi ceux des sociétés privées. L'inverse
s'observe avec l'ancienneté; il semblerait donc que les remunerations des
investissements scolaires et post-scolaires soient inversement reliées.
Une interprétation de ce phénomène est que, bien que les entreprises
privées en Côte d'Ivoire rémunèrent les travailleurs en fonction du niveau
d'études (celui-ci étant un signal de la productivité future du
travailleur), une plus grande part de la variation future du salaire dépend
de la performance reelle qui est capturée, ici, par l'ancienneté (en partie
peut-être parce qu'elle est une fonction positive de ce dernier). Le
coefficient de l'ancienneté pour le secteur privé réflèterait donc plus,
selon cette interprétation, l'accroissement réel de productivité da à un
apprentissage en cours d'emploi (sur le tas ou sous une autre forme) que le
coefficient pour le secteur public qui répond beaucoup plus à des règles
preétablies. L'impact de l'investissement postscolaire serait donc
supérieur dans le secteur ou sa rentabilité importe le plus, et celui de
l'investissement scolaire y serait moindre (bien que déjà relativement
élevé) simplement parce que, comparé au secteur public, il y représente un
indicateur moins fidèle de la productivité du travailleur.
Cette analyse suppose cependant que l'impact de l'éducation est
uniforme à travers les différents niveaux scolaires. Cette hypothèse est
certainement très restrictive et l'on peut penser à juste titre que cet
impact varie avec les niveaux de scolarité. Pour saisir ces différences de
nouvelles fonctions de gains ont eté estimées avec des variables binaires
représentant les niveaux d'éducation; le tableau No. 19 en présente les
résultats.
- 53 -
Tableau No. 20.Résultats des Régressions avec les Niveaux d'Education
(Public/Privé)------------------------------------------------------
Etab. Pub. Soc. Privée
Pas d'Education --- ---
Primaire 0,8478* 0,7350*
(9,43) (13,02)
Secondaire 2,344* 1,5779*(18,12) (22,65)
Université 5,5422* 6,5853*(12,28) (24,27)
Expérience 0,0779* 0,0872*(6,14) (11,43)
(Expérience)2 -0,0019* -0,0021*
(-2,9) (-6,99)
Constante 2,96* 3,13*
(68,7) (92,7)
R2 0,57 0,47
F 128,9 251,4
Nombre d'observations 474 1393----------------------------------------------------
Note: Les coefficients des variables binaires ontété ajustés.
Les estimations contenues dans le tableau ci-dessus confirment
les résultats obtenus précédemment; a sàvoir que l'impact de l'ancienneté
est plus fort dans le secteur privé que dans le secteur public, que la
proportion de variance du salaire expliquée par l'équation du secteur
public est plus grande que celle du secteur privé, et que finalement la
rentabilité de l'éducation est en général plus grande dans le secteur
public que dans le secteur privé, à l'exception de l'université. Ceci peut
etre expliqué par la théorie économique qui veut que le prix des biens sur
le marché se fixe à l'intersection de leur offre et de leur demande; le
- 54 -
marché du travail fonctionne à bien des égards selon ces principes, et donc
offre aux plus instruits (et aux plus productifs), parce qu'ils sont plus
rares, des salaires plus élevés. Le marché du travail n'est cependant pas
homogène et les secteurs publics et privés peuvent être consideres comme
deux segments qui obeissent de facon différenciée aux lois de ce marché.
Il n'est par conséquent pas étonnant que la rentabilité de l'éducation soit
supérieure pour les segments les plus rares de la force de travail dans le
secteur privé qui répond plus aux fluctutations de ce marché que dans le
secteur public qui y est moins sensible.
Il est intéressant à ce niveau de comparer ces résultats avec
ceux obtenus ailleurs; Psacharopoulos (1983) présente des résultats obtenus
dans 6 pays dont 3 développés et 3 sous-développés. Les résultats obtenus
ici sont à bien des égards différents de ceux rapportés par Psacharopoulos.
D'abord, dans les pays étudiés par ce dernier, le secteur public paie en
moyenne beaucoup mieux que le secteur privé (alors que le contraire a été
observé ici). Ensuite, la rentabilité de l'éducation (du type mincerien) y
est supérieure dans le secteur privé que dans le secteur public, ce qui est
différent de ce qui a été obtenu ici; cette rentabilité est en général
supérieure pour les pays sous-développés à ceux obtenus pour la Côte
d'Ivoire. Enfin le coefficient de détermination de l'équation de gains
appliquée au secteur public est, pour la Côte d'Ivoire, nettement supérieur
à celui du secteur privé, alors que les deux coefficients ne sont pas
sensiblement différents dans les équations estimées par Psacharopoulos.
Pour resumer cette section, on peut rappeler les principaux
résultats obtenus. Tout d'abord il a été établi que les travailleurs du
secteur public (moins la Fonction Publique) en Côte d'Ivoire ont en moyenne
un niveau d'instruction et une ancienneté inférieurs à ceux du secteur
privé. Ensuite, le salaire moyen dans le secteur public est nettement
- 55 -
inférieur au salaire moyen dans le secteur privé et ce dernier traite
beaucoup mieux ses travailleurs à tous les niveaux de l'échelle des postes
et pour ainsi dire à la plupart des niveaux d'instruction. Les fonctions
de gains ont montré que le modèle du capital humain pouvait etre utilisé
pour expliquer la détermination des salaires dans les secteurs public et
privé en Côte d'Ivoire, et que la rentabilité de l'éducation est différente
dans les deux secteurs. L'impact de l'éducation est plus grand dans le
secteur public que dans le secteur privé alors que l'inverse tend à être
vrai pour l'ancienneté.
III.7. L'Origine du Capital:
L'ouverture de la Côte d'Ivoire vers l'extérieur et sa politique
economique deappel à leinNTestissement des capitaux étrangers a eu pour
effet l'implantation de nombreuses entreprises dominées par le capital
international (occidental ou libanais); il serait donc intéressant
d'analyser les relations entre l'eéducation et les salaires selon l'origine
du capital. Pour cela, l'analyse qui suit se rapporte seulement aux
établissements privés de ]L'échantillon. Trois catégories ont été
distinguées: les entreprises dominées par le capital ivoirien (50 à 100%
ivoirien), les entreprises dominées par le capital étranger non libanais
(50 à 100% étranger) et les entreprises libanaises (100% libanais). Le
tableau No. 21 présente les caractéristiques de la main d'oeuvre dans ces
trois catégories.
- 56 -
Tableau No. 21
Caract,ristiques de l'Euhantillon Salon l'origine du Capital
Moyenna das Salaira8
Capital Capital Capital
Ivoirien. Etrangrer Libanais* Ivoirien Etrangar Libanais
Années d'Etudes 4,07 3,68 2,92
(5,11) (4,54) (3.34)
Ancien ne té 5.44 5,86 1,42
(5,32) (6,66) (1,84)
Total 382 495 24 71.118 69.956 36.458
(100,0%) (100,0%) (100,01)
Di recteurs/Cadras 33 32 0 233.939 278.406
(8,64) (6,45) (0.°)
Agant da Maîtrise 35 43 0 125.457 130.000
(9,16) (8,69) (0,O)
Tranailleur Qualifié 61 109 1 73.049 68.532 47.000
(15,97) (22,02) (4,17)
Travailleur Non QluIifié 180 182 13 48.517 48.956 36.467
(47,12) (36,77) (62,50)
Menoeuvre1
Apprentis 73 129 8 25.575 29.062 35.125
(19,11) (26,06) (33,3)
Non Scolarisés 207 251 13 47.087 44.446 31.308
(54,19) (50,71) (54,17)
Primaire 72 123 8 59.917 66.569 37.375
(18,85) (24,85) (33,33)
Secondai re 59 87 3 85.542 87.035 56.333
(15,45) (17,58) (12,50)
Université 22 13 0 219.000 352.000
(5.76) (2,63) (0,0)
e Entra parenthèses, éuart-typea pour las variables continues et pourcantagas pour las variables
catégoriel les.
D'après le tableau précédent, les travailleurs employés dans les
entreprises dominées par le capital ivoirien représentent 42% de ceux de
l'échantillon employés dans des entreprises dont l'origine du capital a pu
être déterminée. Ceux employés dans des entreprises dominées par le
capital étranger (non libanais) representent 55% et ceux employés dans des
entreprises libanaises représentent moins de 3%. Les entreprises
ivoiriennes embauchent des travailleurs avec un niveau d'études supérieur
aux autres types d'entreprises (bien que la différence avec les entreprises
étrangères soit très légère) et la moyenne outrageusement basse dans les
- 57 -
entreprises libanaises est à noter. La moyenne de l'ancienneté est plus
importante dans les entreprises étrangères que dans les autres (il y a
cependant très peu de différence avec les entreprises ivoiriennes) et
encore une fois on peut distinguer la moyenne très basse des entreprises
libanaises (plus de 4 fois plus basse que les entreprises étrangères), ce
qui suggère une très grande instabilité de la main d'oeuvre dans ces
entreprises.
La moyenne des salaires ne présente pas de différence
significative entre les entreprises ivoiriennes et etrangeres, cependant
les entreprises libanaises se distinguent encore une fois par une moyenne
très basse (la moitié de la moyenne des salaires dans les entreprises
ivoiriennes) probablement due au type de travailleurs qu'elles recrutent.
La distribution des travailleurs dans les différentes catégories
professionnelles confirme les similitudes entre entreprises ivoiriennes et
entreprises étrangères dans la mesure où a peu près les mêmes proportions
de travailleurs se retrouvent dans les mêmes catégories et à peu près les
memes niveaux de salaires sont pratiqués dans chacune des catégories. Il
faut cependant noter que les entreprises ivoiriennes ont une proportion
plus grande de travailleurs non-qualifiés que les entreprises étrangères
qui, par contre, ont une proportion plus grande de travailleurs qualifiés.
Les entreprises ivoiriennes semblent payer mieux leurs travailleurs
qualifiés que les entreprises étrangères (mais la différence peut-etre
considérée comme mineure compte tenu de la taille de l'échantillon et donc
des chances d'erreurs). Par contre ces dernières rémunèrent mieux leurs
cadres de haut niveau que les entreprises ivoiriennes. Il est difficile de
tirer des conclusions, quant aux entreprises libanaises compte tenu du
nombre limité d'observations dans chacune des catégories socio-
professionnelles; il est cependant très clair que dans ces entreprises la
- 58 -
main d'oeuvre locale est essentiellement une main d'oeuvre subalterne de
bas niveau, essentiellement des travailleurs non-qualifiés et que les
postes de responsabilité sont tous confiés à des étrangers (non-africains);
la tendance en ce qui concerne les salaires semble être que les entreprises
libanaises traitent moins bien leurs travailleurs que les autres.
L'analyse de la distribution des travailleurs par niveau
d'instruction montre, encore une fois, que les structures des entreprises
ivoiriennes et etrangères sont similaires. Il semble cependant que les
entreprises ivoiriennes aient une plus grande préférence que les
entreprises etrangères pour les travailleurs illetres et les diplômes
d'université, alors que ces dernières ont des proportions plus grandes que
les ivoiriennes dans les niveaux intermédiaires (primaire et secondaire).
Les entreprises libanaises, préfèrent embaucher de niveau scolaire égal ou
inférieur au primaire. L'analyse des salaires révèle que les entreprises
etrangères traitent légèrement mieux leurs travailleurs, specialement les
diplomis de l'université, à l'exception des non-scolarisés. Les
travailleurs des entreprises libanaises recoivent les salaires les plus bas
quelque soit le niveau d'études. Le tableau No. 22 présente les résultats
des estimations de fonctions de gains pour les entreprises ivoiriennes et
les entreprises étrangères. Le nombre limité d'observations ne permet
malheureusement pas d'estimer avec certitude une telle fonction pour les
entreprises libanaises.
- 59 -
Tableau No. 22.Résultats des Régressions
(Selon l'Origine du Capital)
Entr. Ivoir. Entr. Etrang.
Années d'Etudes 0,0981* 0,0964*(14,32) (15,45)
Expérience 0,0914* 0,573*(5,13) (4,79)
(ExpérIence) 2 -0,0028* -0,0008*
(-3,16) (-1,75)
Constante 3,168* 3,280*(44,87) (62,66)
R2 0,38 0,39
F 77,37 107,22
Nombre d'observations 382 495
Ces résultats montrent que la proportion de variance du salaire
expliquée par les deux equations ainsi que le rendement de l'éducation sont
les memes. Aussi, lorsque l'on considère l'investissement scolaire,
l'origine du capital n'est pas un facteur discriminant important. La
rëglementation plus ou moins souple des principes de remunerations
(salaires minima imposés par le gouvernement et barèmes des salaires
indicatifs par niveau d'études établis par l'UPACI) pourraient etre un
élément explicatif de l'identité de l'impact de l'éducation sur les
salaires.
L'impact de l'investissement post-scolaire, bien qu'apparaissant
différent, ne l'est en fait pas statistiquement. Un test de Chow a conclu
à l'identité structurelle des deux équations; seuls les deux termes
quadratiques sont statistiquement différents l'un de l'autre indiquant que
la depréciation de l'investissement post-scolaire se fait à un rythme plus
accéléré dans les entreprises étrangères que dans les entreprises
ivoiriennes.
- 60 -
La principale conclusion de cette section est que, hormis le cas
particulier des entreprises libanaises pour lesquelles il n'a pas été
possible d'estimer une fonction de gains, la rémuneration de
l'investissement éducatif (scolaire et post-scolaire) est identique dans
les entreprises privées ivoiriennes et étrangères en Côte d'Ivoire.
IV. Rappel des Résultats.
Une toute première conclusion qu'il convient de tirer de cette
étude est que la fonction mincérienne de gains sied bien à l'analyse du
marché du travail en Côte d'Ivoire, et en consequence, il peut en
constituer un outil privilegié. Les fonctions estimees ont permis
d'expliquer une proportion substantielle de la variance des salaires en
Côte d'Ivoire (jusqu'a 60%) ainsi que les différences existant entre les
groupes analysés selon des critères différents.
Le deuxième résultat de cette étude, tout en confirmant les
résultats précédents obtenus en Côte d'Ivoire, contredit ceux obtenus dans
d'autres pays à savoir qu'il n'y a pas de différences de rémunerations
entre hommes et femmes sur le marché du travail en Côte d'Ivoire. De plus,
les rendements de l'éducation des femmes sont supérieurs à ceux des hommes.
Le troisième résultat important de ces notes est que les
rendements privés de l'éducation se présentent en dents de scie à mesure
que l'on progresse des niveaux scolaires inférieurs aux niveaux supérieurs;
la tendance générale est cependant à la hausse; alors que ce taux est de
plus de 30% dans l'enseignement secondaire du 2eme cycle, il est de moins
de 14% dans l'enseignement primaire et de 11% dans leenseignement
secondaire du ler cycle, de 12% dans l'enseignement supérieur court et de
25% dans l'enseignement supérieur long. Ce résultat est différent de ce
qui a été obtenu ailleurs oùi les taux de rendements sont en général
décroissants avec les niveaux d'études et il incite aussi à des recherches
- 61 -
complémentaires spécialement à cause de ses implications en matière de
politique de financement et d'allocation des ressources d'éducation. La
distinction entre l'enseignement général et l'enseignement technique a
permis de montrer que les rendements de l'enseignement technique sont de
façon constante supérieurs à ceux de l'enseignement général (à niveau
d'instruction égal) et que les differences les plus sensibles se situent au
niveau du premier cycle du secondaire et des cycles longs de l'université.
Il y a, cependant, des raisons de penser que les taux de rendements sociaux
(qu'il n'a pas été possible de calculer ici) des deux types d'enseignement
ne réflèteraient pas ces tendances dans la mesure oùi l'enseignement
technique est nettement plus couteux que l'enseignement général.
Il n'y a pas de différence d'impact de l'éducation sur les
salaires entre les entreprises situées à Abidjan et celles situées à
l'intérieur du pays, bien que les salaires soient inférieurs dans cette
dernière catégorie. L'origine du travailleur a, par contre, une grande
importance dans l'impact de l'education sur les salaires dans la mesure ou
l'éducation est plus rentable parmi les africains non ivoiriens et les non
africains que les ivoiriens. Ceci est certainement le reflet d'une
politique d'attraction des cadres instruits d'autres pays qui désireraient
se faire embaucher en Côte d'Ivoire.
Leimpact de l'éducation dans le secteur public est supérieur a
celui du secteur privé; par contre le contraire est observé en ce qui
concerne l'ancienneté. Si ce dernier est interprété comme un
investissement post-scolaire on pourrait conclure que les entreprises
privées accordent plus d'importance que les établissements publics à ce
type d'investissement qu'à l'investissement scolaire. Ceci est
certainement conforme au principe de fonctionnement des entreprises privées
- 62 -
dans la mesure ou elles supportent directement une part importante de
l'investissement post-scolaire (sous la forme de la taxe sur la formation
professionnelle continue) et donc prétent une attention particulière à la
rentabilité de cet investissement en veillant à ce qu'il soit compatible
avec l'emploi et immédiatement utilisable.
L'origine du capital ne semble pas être un critère important
lorsque l'on analyse la rentabilité de l'éducation. Dans les entreprises
dominées par le capital privé ivoirien aussi bien que dans celles dominées
par le capital privé étranger l'impact de l'éducation et de l'ancienneté
est identique. Les entreprises libanaises semblent cependant se distinguer
a cet egard, mais le nombre limité d'observations n'a pas permis, afin de
le confirmer, d'estimer la fonction de gains pour ce groupe.
- 63 -
REFERENCES
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- 65 -
APPENDICE
Tableau No. AlRésultats des Régressions
(Ensemble de l' échantillon)
VARIABLES (1) (2) (3) (4) (5) (8) (7) (8)
Années d'Etudes 0.1158* 0.086* 0.0787* 0.0718* 0.0712* 0.0699* 0.0471* 0.0195*(37.3) (9.8) (9.6) (9.0) (8.9) (7.1) (5.92) (2.45)
(An. d'Et.) 2 0.0024* 0.0031* 0.003* 0.0033* 0.0035* 0.0039* 0.0053*(3.6) (5.0) (5.5) (5.6) (6.8) (6.86) (9.52)
Expérience 0.04e6* 0.0799* 0.0802* 0.0799* 0.0700* 0.0673*
(20.4) (13.6) (13.5) (13.5) (12.63) (12.57)
(Expérience) 2 -0.0016* -0.0016* -0.0018* -0.0014* -0.0013*
(-6.09) (-6.12) (-6.07) (-5.74) (-5.42)
Sex (Homme=1) -0.036 -0.027 -0.0119 0.0189
(-0.8) (-0.57) (0.26) (0.44)
Daipl8me (Oui=1) 0.183* 0.1157* 0.0968*
(4.23) (2.93) (2.58)
Localité (Abidjan=l) 0.6868* 0.5596*
(16.76) (18.69)
Nationalité (Ivoirien=1) 0.4121*
(11.86)
Constante 3.4* 3.4* 3.16* 3.09* 3.13* 3.12* 2.92* 2.74*
R-Carré 0.42 0.42 0.5273 0.64 0.54 0.54 0.60 0.63
Nbre de cas 1916 1916 1916 1916 1916 1916 1916 1916
F 1393.7 707.5 713.2 654.3 443.4 375.8 409.4 402.0
Note: Les coefficients relatifs aux variables binaires ont été ajustés conformément à la technique proposéepar Halvorsen and Palmquist (1980). D'aprés les auteurs, la méthode d'interprétation directe des coefficients
des variables binaires tend à sous-estimer l'impact de ces variables; la façon de corriger cela est d'appliquerla formule suivante: impact = exp(c) - 1, ou e est la coefficient de régression.
- 66 -
Tableau No. A2
Résultats des Régressions
(Ensemble de il échantillon)------------------------------------------------------------- __--------------__-------------------------------
VARIABLES (9) (10) (11) (12) (13) (14)
Années d'Etudes 0.1044* 0,1125*
(29.5) (39,9)
Expérience 0.04796* 0.04748* 0.09322* 0.0944* 0.0773* 0,0775*(15.3) (17.1) (13.08) (13.3) (13.02) (13,0)
(Expérience) 2 -0.0022* -0.0022* -0.0015* -0,0015*
(-7.0) (-7.1) (-6.7) (-6,74)
Sex (Homme=1) -0.21* -0.0236(-3.3) (-0.5)
Diplôme (Oui=1) 1.43* 1.37* 1.32* 0.1609*
(22.8) (22.3) (21.7) (3.73)
Constante 3.6* 3.4* 3.3* 3.5* 3.09* 3,07*
R-Carré 0.11 0.3 0.3 0.3 0.S3 0,52
Nbre de cas 1918 1918 1916 1918 1916 1916
F 234.9 409.6 296.9 225.8 436.6 718,2
Note: Les coefficients des variables binaires ont été ajustés selon la technique de Halvorsen et Palmquist.
- 67 -
TABLEAU AS
TABLEAU COMPARATIF DES ESTIMATIONS DE FONCTIONS DE GAINS EN COTE D'IVOIRE.…-- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
Variable Ce Papier Groot.aert V. der G./W. V.
Variable Dépendante Log(Salaire Mensuel) Log(Slal.re Mensuel) Log(Salaire Horaire)
Années d'Etudes 0,1125* 0,131* 0,207*
(39,9) (20,1) (22,8)
Années d'Etudes Techniques n.i. n.i. 0,113*
(4,63)
Ancienneté 0,0775* 0,098* 0,053*
(13,0) (97,4) (4,38)
(Ancienneté)2 -0,0015* -0,0019* -0,0001
(-5,7) (4,0) (0,36)
Constante 3,086* 9,575. 3,363*
(120,2) (110,3) (18,84)
R2 0,53 0,49 0,59
F 718,2 162,5 n.d.
Nombre de Cas 1916 500 n.d.
n.i.: Non inclus dans l'analyse.
n.d.: Non disponible.
Les estimations de Grootaert sont tirées du tableau No 17, page 44 de son étude.
Les estimations de Van der Oaag et Vijverberg sont tirées du tableau No 2.1, page 6 de leur étude.
Psacharopoulos (1985) rapporte un taux de rentabilite moyen pour l'Afrique de 13%.
