Fécondité et offre de travail des femmes

Unité de Recherche 047 de l'IRD
Réseau de Recherche sur les Politiques Economiques et Pauvreté
7èmes journées scientifiques du réseau
« Analyse Economique et Développement de l’AUF »
Thème des journées
« Institutions, développement économique et transition »
Paris
Les 7 et 8 septembre 2006
Organisées et financées conjointement par
L’Agence Universitaire de la Francophonie (AUF, Paris)
Le Réseau Politiques Economiques et Pauvreté (PEP Université Laval Québec)
Et
IRD, Paris, DIAL
Journées scientifiques du réseau « Analyse Economique et
développement »
7 et 8 Septembre 2006 – Paris
Proposition de Recherche
Thème : FECONDITE ET OFFRE DE TRAVAIL DES
FEMMES :
Théorie et évidences sur le Cameroun.
Auteurs:
Zamo Akono Christian Marie
Etudiant en Doctorat à l’Université de Yaoundé-II-Soa
e-mail : [email protected]
Adresse : Centre d’Etudes et de Recherches en Economie et Gestion
BP : 1365 Yaoundé- Cameroun,
Evou Jean Pierre
Etudiant en Doctorat à l’Université de Yaoundé-II-Soa
e-mail : [email protected]
Adresse : Centre d’Etudes et de Recherches en Economie et Gestion
BP : 1365 Yaoundé- Cameroun
1. Introduction
La décennie 1986/96 a constitué une période assez difficile pour l’économie camerounaise. La
crise des années 86 et les réformes économiques entreprises par le Cameroun sous
l’instigation du Fonds Monétaire International (FMI) et la Banque Mondiale ont exercé une
forte pression sur le marché du travail camerounais (Lanot and Muller, 1997). L’analyse du
comportement des individus vis-à-vis du marché du travail après cette période devient une
question intéressante dans la mesure où, elle permet de comprendre comment les individus se
sont ajustés aux mutations observées dans l’environnement économique. Cette étude modélise
le comportement des femmes camerounaises vis-à-vis du marché du travail, en portant une
attention particulière à l’impact de la fécondité sur la décision de participer au marché du
travail, le choix du secteur d’activité et le nombre d’heures effectivement consacrées au
marché du travail.
La principale contribution de cette étude est de dissocier l’effet de la fécondité sur l’offre de
travail de l’effet inverse. Aussi, elle démontre que la fécondité et participation au marché du
travail sont endogènes et la relation négative entre ces deux variables est déterminée
principalement par l’influence négative de la participation au marché du travail sur la
fécondité.
Le reste de l’étude est organisée comme suit. La Section 2 revisite la littérature sur la relation
entre fécondité et offre de travail des femmes. La Section 3 présente les données utilisées dans
cette étude. La Section 4 modélise le comportement d’offre de travail des femmes comme un
processus dichotomique, polychotomique et en termes d’heures de travail effectuées. La
Section 5 conclue l’analyse.
2. Revue de littérature
Des analyses sur le comportement de l’offre de travail des femmes en relation avec la
fécondité, l’on peut retenir quelques faits stylisés. La naissance d’un enfant supplémentaire a
un effet revenu dû au fait que chaque enfant consomme une part de revenu du ménage ; les
ressources diminuent et l’un des parents ou les deux réagissent en augmentant leur offre de
travail afin de maintenir leur niveau de consommation inchangé (Iacovou, 2001). Une femme
qui a plusieurs enfants à charge sera peu encline à aller travailler hors de la maison de manière
à pouvoir élever ses enfants sans avoir à faire recours à un moyen alternatif1 pour la garde de
ceux-ci, moyen qui peut s’avérer plus cher. Ce comportement traduit l’effet de substitution.
Choisir de travailler plus l’obligerait à payer pour un entretien alternatif de ses enfants ; lequel
paiement représente une réduction dans son revenu2. L’effet total d’un enfant de plus apparaît
comme incertain. Si ces deux effets ne représentent pas une description assez explicite de
l’effet extrêmement complexe des enfants sur l’offre de travail de leur mère, ils sont
cependant suffisants pour illustrer le fait que l’offre de travail d’une femme soit susceptible
de changer avec l’arrivée d’un enfant et que le sens de ce changement n’est pas clair à priori.
Les tests empiriques de la relation fécondité et offre de travail des femmes tendent à soutenir
la thèse de la supériorité de l’effet de substitution sur l’effet de revenu (Smith-Lovin et
Tickamyer, 1978 ; Blau et Robins, 1988) et donc que la fécondité a un impact négatif sur le
temps mis sur le marché du travail. Heckman (1974) considère que le coût de l’entretien d’un
enfant réduit le revenu de la mère et par conséquent sa propension à travailler.
Certaines études se sont intéressées à la situation des femmes sur le marché du travail après
leur accouchement. Si Newel et Joshi (1986) et Perry (1988) soutiennent que plusieurs
femmes connaissent le passage d’un emploi à plein temps à un emploi à temps partiel,
d’autres études montrent que bon nombre d’entre elles vivent des périodes de transition dans
leur carrière (Downward Occupational mobility) en passant à un emploi inférieur en terme de
qualité, de responsabilité et/ou de rémunération (Newel et Joshi, op cit. ; Dex et al, 1996), ou
tout simplement perdent leur emploi (Desai and Waite, 1991 ; Rösen and Sunström, 1996,
Wetzels, 1999).
Cette influence négative de la fécondité sur la participation au marché du travail et le temps
consacré au travail, au lieu d’être comprise comme une supériorité de l’effet de substitution
sur l’effet revenu, pourrait tout aussi être le reflet de ce que fécondité et offre de travail des
femmes soient toutes les deux fonction d’autres caractéristiques non observées3 ou observée.
1
Frais de paiement crèche, d’une berceuse ou autres.
Iacovou (2001), montre que chez la femme l’effet revenu et l’effet substitution sont présents
3
En fait si les préférences sont hétérogènes entre les femmes il se pourrait qu’il y ait des femmes qui ont une
préférence élevée pour les activités domestiques (dont l’entretien les enfants) et faible pour le travail. D’autres
femmes pourraient avoir une faible préférence pour les activités domestiques mais une préférence plutôt élevée
pour le travail. Iacovou (2001) pense que ceci peut conduire à ce qu’une relation négative entre fécondité et offre
de travail soit observée même en l’absence d’une relation causale entre enfants et offre de travail.
2
D’une manière ou d’une autre, fécondité et offre de travail des femmes sont déterminés
conjointement par les membres d’un couple de manière à planifier le nombre et le timing des
accouchements en fonction des caractéristiques du marché du travail ou plus précisément du
segment sur lequel se trouve la femme (Waite et al, 1976 ; Cain and Dooley, 1976). Ceci
signifierait que la relation entre enfants et offre de travail des femmes ne saurait être
interprétée comme indiquant l’effet des enfants sur l’offre de travail de leur mère.
Par ailleurs, il est possible de trouver des limites à bon nombre de ces études à cause du fait
qu’elles considèrent les décisions de fécondité comme exogènes aux décisions d’offre de
travail. Ceci dans la mesure où, la simultanéité des décisions d’offre de travail et de fécondité
peut être le reflet des décisions justifiant ces deux actions. Aussi ne pas prendre en
considération l’endogénéité de ces deux variables conduirait à une surestimation de l’effet
négatif de la maternité sur l’offre de travail d’une femme.
Un bon nombre d’études ont essayé de prendre en considération la potentielle endogénéité des
variables de fécondité et d’offre de travail, elles ont conduit à trois groupes de résultats. Si le
premier groupe est constitué des études qui tendent à confirmer la thèse d’un effet négatif de
la fécondité sur l’offre de travail (Smith-Lovin et Tickamyer, 1978), les deux autres tendent à
infirmer cette thèse.
En effet, certaines études ont conduit à une réduction4 de cet effet
négatif (Waite et Stolzenberg, 1976) et ceci de façon large sans que cet effet ne disparaisse
(Chevalier et Viitanen, 2001). Le troisième groupe d’études affirme la disparition de l’effet
négatif au profit d’un effet positif.5 Chevalier et Viitanen (op.cit) concluent que non
seulement l’effet négatif est de courte durée, mais dans le long terme, un accouchement
pendant l’adolescence augmente les niveaux d’offre de travail, de salaire et d’expérience et
réduit la probabilité de vivre dans la pauvreté.
3. Les données de l’analyse
Les données utilisées dans le cadre de cette analyse sont celles de la deuxième Enquête
Camerounaise auprès des Ménages (ECAM II) qui date de 2001. Cette enquête comporte un
échantillon représentatif de près de 60 000 individus recensés à travers les dix provinces du
4
Bronars and Groggers (1994) en comparant les jeunes mères qui ont accouché de jumeaux à celles ayant
accouché d’un enfant, ont trouvé un impact négatif de courte durée sur la participation au marché du travail et
sur le salaire
5
Dans le même ordre d’idées on peut citer les études de Cain and Dooley, 1976, Hout, 1978 ; plus récemment
Hobcraft and Kiernan (1999).
Cameroun et contient des informations sur l’éducation, la fécondité, le statut d’emploi et la
santé des individus.
Pour les besoins de l’estimation, l’échantillon est restreint à la population féminine urbaine,
notamment celle habitant les villes de Yaoundé et Douala ; les deux plus grandes métropoles
du Cameroun. Sont exclues de l’échantillon, toutes les femmes encore scolarisées, celles en
deçà des 18 ans et au-delà de 64 ans6. Il en résulte un échantillon de 2096 femmes. Le tableau
1 donne des informations sur les principales variables d’intérêt de l’échantillon. Le taux de
participation au marché du travail est de 43,08% avec 21,29% travaillant dans le secteur
public, 32,19% dans le secteur privé formel et 46,52% dans le secteur informel.
En moyenne, chaque femme a un peu plus de deux enfants et est âgée de 33 ans ; pour les
individus détentrices d’un emploi sur le marché du travail, la moyenne d’âge est de 34,18 ans
témoignant de l’entrée tardive des femmes sur le marché du travail en zone urbaine pour des
raisons d’études et à cause des difficultés d’accès à l’emploi une fois les études terminées.
Un simple tableau croisé (Tableau 2) semble confirmer la relation négative entre participation
au marché du travail et fécondité. Parmi les femmes sans enfant, 50% participent au marché
du travail. Ce chiffre passe à 46,15% pour les femmes avec un enfant et 41,68% pour celles
ayant deux enfants. En considérant les femmes dans leurs secteurs d’activités respectifs, cette
relation négative apparaît moins évidente. Il semble qu’elle soit positive mais qu’au-delà d’un
certain nombre d’enfants, elle devienne négative ; ici les seuils ne sont pas les mêmes dans les
différents secteurs d’activité. En effet, il apparaît (voir Figure 1 en annexes) que la relation
entre fécondité et emploi est différente selon que l’on se trouve dans le secteur public, le
secteur privé ou dans le secteur informel. Aussi, se limiter à l’examen la relation uniquement
au niveau de la décision de participation dans le cas du Cameroun pourrait conduire à une
mauvaise interprétation de la relation fécondité et offre de travail.
6
La limite inférieure permet de prendre en compte les individus qui sortent très tôt du système éducatif et entrent
dans la vie active et féconde. De même, il existe un bon nombre de femmes qui malgré leur âge avancé
continuent à exercer des activités génératrices de revenu notamment dans le secteur informel.
Tableau 1 : Description des variables du modèle.
Age Moyen
33
Nombre d’enfants
0
1
2
3
4
5
6 et +
20,32%
17,98%
17,50%
12,88%
09,64%
07,30%
14,36%
Nombre moyen d’enfants
2.63
Statut Matrimonial
Célibataires/veuves/séparées
Divorcées
42,55
Mariées/en Cohabitation
57,45
Education
Aucun
06,13%
Primaire
13,97%
Secondaire
64,02%
Supérieure
15,88%
Participation au Marché du travail
Oui
43,08%
Non
56,92%
Secteur d’activité1
Public
21,29%
Privé formel
32,19%
Informel
46,52%
Uniquement pour ceux qui travaillent
1
Tableau 2 : Participation et secteur d’activité en fonction du nombre d’enfants (femmes
âgées de 18 à 64 ans).
Nombre d’enfants
0
1
2
3
4
5
6 et +
Participation
Oui
50%
46,15%
41,68%
39,62%
32,17%
35,94%
45,18%
Non
50%
53,85 %
58,32%
60,38%
67,83%
64,06%
54,82%
426
377
367
270
202
153
301
15,96%
13,80%
20,10%
27,61%
27%
26,54%
24,85%
Privé Formel
36,16%
36,94%
39,72%
30,06%
27,75%
24,48%
21,82%
Informel
47,88%
49,26%
40,18%
42,33%
45,25%
48,98%
53,33%
213
203
214
163
137
98
165
Total
Secteur d’activité
Public
Total
4. Méthodologie, estimations et résultats
Pour analyser l’interaction entre fécondité et participation au marché du travail, nous faisons
l’hypothèse que les décisions concernant ces deux questions sont jointes. Aussi, le cadre
d’analyse est celui de deux équations simultanées. Deux modèles définis ce cadre sont
estimés : l’un pour l’entrée ou non sur le marché du travail (Eq. 01) et l’autre sur le choix du
secteur d’activité dans lequel la variable indiquant le choix du secteur d’activité (Eq. 03)
remplace simplement la variable Part * . Un troisième modèle portant sur le choix du temps
(heures de travail par mois) à passer sur le marché du travail est également estimé pour
vérifier si le nombre d’enfants influence cette décision.
La décision de participation au marché du travail.
Soit le modèle suivant :
⎧ Nbenf = φ1 Part * +Φ1 X 1 + ε1
⎨
⎩ Part* = φ2 Nbenf + Φ 2 X 2 + ε 2
(01)
Où Nbenf représente la parité atteinte par une femme au moment de l’enquête. Elle est
expliquée par la variable latente Part * (pour la participation au marché du travail) et par un
ensemble de variables exogènes X1 expliquant les décisions de fécondité, Φ le vecteur de
paramètres associés, et ε1 est un terme d’erreur. La seconde équation exprime la propension à
intégrer le marché du travail. Celle-ci est expliquée par des variables exogènes (X2). Les
valeurs latentes et observées sont liées la relation :
⎧1 si Part* > 0
Part = ⎨
⎩0 si Part* ≤ 0
(02)
Etant donné que nous sommes en présence d’un modèle à équations simultanées dans lequel
une des variables dépendantes n’est pas continue mais dichotomique, les méthodes usuelles
d’estimations ne sont pas satisfaisantes (Heckman, 1978 ; Amemiya, 1978 ; et Maddala,
1983). Pour cela, il est fait recours à la méthode dite du two stage probit least squares
(2SPLS) procédure développée par Alvarez and Glasgow (2000).
Une question importante dans la modélisation de la relation entre emploi et fécondité est celle
liée au choix des instruments de la fécondité lorsque celle-ci est considérée comme endogène.
Cette étude utilise des informations sur la démographie du Cameroun pour construire ces
instruments. Le premier porte sur la région d’origine. En fait, en faisant l’hypothèse que les
structures familiales des ménages évoluent peu vers un modèle occidental (Antoine et Henry,
1983 ; Locoh, 1988 ; Vimard et N’cho, 1988 ; Wakam, 1994) et ce malgré les exigences et les
contraintes de l’urbanisation; nous pensons que les personnes issues des régions où les taux de
fécondité sont les plus élevés au Cameroun, bien que vivant loin de leur province d’origine,
auront tendance à pérenniser ces habitudes. Aussi, une dummy (Grand Nord) est codée 1 si
l’individu est originaire de l’une des provinces septentrionales (Adamaoua, Nord et Extrême
Nord) et zéro sinon.
Le second instrument est construit à partir de l’idée selon laquelle la structure de la famille
influence les comportements procréateurs (Caldwell, 1982 ; Locoh, 1988 ; Roussel, 1994).
Aussi, un indicateur du nombre d’individu (en dehors de ses enfants) à la charge de la femme
ou du ménage est utilisé comme instrument de la fécondité.
Les derniers instruments cherchent à capter l’influence de la préférence pour le sexe de
l’enfant sur la parité atteinte (Williamson, 1983). Aussi, deux indicateurs du sexe (garçon,
fille) du premier enfant (lorsqu’il existe) sont construits.
Les résultats de l’estimation sont présentés au Tableau 3. De cette estimation, il apparaît que
la parité atteinte par une femme est fortement influencée par l’age de la femme. A mesure que
le niveau d’éducation augmente, les femmes ont tendance à avoir moins d’enfants. Ce résultat
peut être compris comme l’influence négative du temps passé à l’école sur les décisions de
fécondité et sur le mariage. La région d’origine (et donc la culture) a une forte influence
positive sur le nombre d’enfants d’une femme. Ainsi, les femmes originaires des provinces
septentrionales du Cameroun ont une forte propension à faire des enfants malgré le fait
qu’elles soient installées en ville. L’idée selon laquelle dans certaines familles les parents
aient une préférence pour les garçons est semble être confirmée à travers l’impact positif du
fait d’avoir fait une fille comme premier enfant. Toutefois, la propension à faire beaucoup
d’enfants est atténuée par la présence de personnes autres que ses propres enfants et dont la
charge incombe à la femme (ou au ménage). Le fait de travailler a une influence positive sur
le nombre d’enfants.
Tableau 3 : Estimation 2SPLS de la relation Fécondité et Participation au marché du
travail
Coefficient
T
P>|t|
2.375***
3.68
0.000
age
-.397***
-3.00
0.003
Age2/100
.606***
3.69
0.000
Primaire
.013
0.04
0.971
Secondaire
-1.037**
-2.62
0.009
Supérieur
-.690*
-1.78
0.075
Femme seule
-.897***
-4.16
0.000
Origine Grand Nord
2.230***
3.64
0.000
Fille
1.382***
6.60
0.000
-.615*
-1.92
0.055
-.612***
-7.67
0.000
11.036***
4.39
0.000
Equation de fécondité
Participation (P)
Niveau d’Education
Garçon
Autres pers à charge
Constante
Obs = 2064 /
F( 11,2052)= 295.01
R-squared= 0.6126 /
/
Prob > F =0.0000
Adj R-squared= 0.6105
Equation de participation
-.047
Fécondité (P)
.175***
Age
Age2/100
-.208***
-1.23
0.218
8.34
0.000
-7.61
0.000
Niveau d’Education
Primaire
.240*
1.73
0.084
Secondaire
.392***
3.10
0.002
Supérieur
.038
0.26
0.794
Femme seule
.241***
3.73
0.000
Autres pers à charge
.053***
3.13
0.002
Cas de Maladie
-.169***
-2.80
0.005
Constante
-3.499***
-9.44
0.000
Obs = 2064
/ LR chi2(9)=174.73
/ Prob > chi2=0.0000
Pseudo R2=0.0619
Notes: La variable dépendante Fécondité désigne le nombre d’enfants alors que la variable Participation est
codée 1 si l’individu travaille et 0 sinon. Le niveau d’éducation est capté par des dummies prenant la valeur 1 si
l’individu a le niveau d’instruction correspondant et 0 sinon. La variable Femme Seule est codée 1 si l’individu
est célibataire, veuve, séparée ou divorcée et 0 sinon. Origine Grand Nord indique si l’individu est originaire de
l’Adamaoua, Nord ou Extrême Nord. Les dummies Fille et Garçon indiquent chez les femmes qui en ont, le sexe
du premier enfant de l’individu. La variable Cas de maladie indique si l’individu a été malade au cours des deux
semaines ayant précédé l’enquête.
La fécondité semble ne pas avoir d’influence sur la décision de participation au marché du
travail. Celle-ci est concave en âge, et les coefficients de l’éducation on en général les signes
escompté. Toutefois, l’on remarque que le fait d’être titulaire d’un diplôme de l’enseignement
supérieur semble ne pas avoir d’influence sur la décision de participer au marché du travail.
Ce résultat traduit l’idée selon laquelle bon nombre de diplômés de l’enseignement supérieur
en quête d’emploi, ont tendance à présenter les diplômes obtenus au niveau secondaire pour
maximiser leurs chances d’être recrutés7. Le fait que la présence d’autres personnes en plus
des enfants de la femme) dans le foyer ait une influence positive sur la participation des
femmes au marché du travail peut s’interpréter comme l’effet induit de la charge qu’impose la
présence de ces personnes. De plus, ceci expliquerait également pourquoi la fécondité
n’influence pas la participation. Ceci dans la mesure où, les contraintes de temps au foyer et
financières (pour la garde des enfants) qu’imposent la fécondité sont atténuées par la présence
des ces personnes qui au-delà de la charge de leur hébergement, servent d’alternative
« gratuite » pour la garde des enfants pendant l’absence de la mère.
Le modèle de choix des secteurs d’activités et Fécondité des femmes.
Les résultats du modèle de participation semblent confirmer que la fécondité n’a pas
d’influence sur les décisions relatives au travail chez les femmes vivant en zone urbaine
(Yaoundé et Douala) au Cameroun. Peut-on généraliser ce résultat à tous les secteurs
d’activités du marché du travail ou existe-t’il quelques différences dans le comportement des
individus selon leur secteur d’activités ? En fait, la structure duale de l’économie
camerounaise permet de penser que la dynamique des individus pourrait être différente d’un
secteur à un autre ; aussi, pour ce qui est du marché du travail, il est important de distinguer le
comportement des femmes selon que l’on considère le secteur public, privé formel ou
informel.
En intégrant le choix des secteurs d’activité au modèle (01), la variable Participation est
remplacée par la variable secteur d’activité (Secact). Soit V * = U ( xi , j ) la fonction d’utilité
indirecte latente qui renseigne sur le choix du secteur d’activité. Les valeurs possibles du
choix de secteur d’activité sont données par :
7
Avec les diplômes du supérieur, ils pourraient être considérés comme surqualifiés alors que les employeurs ne
sont pas prêts à leur offrir le salaire qu’ils méritent.
Secact = j si V j* > Vk* ∀ j ≠ k
Avec
⎧1 si public
⎪ 2 si privé formel
⎪
Secact = ⎨
⎪ 3 si inf ormel
⎪⎩ 0 si sans emploi
(0.3)
Le modèle qui dérive des équations de fécondité et de choix des secteurs d’activité est estimé
suivant par la méthode des 2SLS et les résultats de cette estimation sont présentés dans les
tableaux 4a et 4b. Ces résultats montrent que relativement aux individus qui ne travaillent pas,
le fait de travailler (que ce soit dans le secteur public, le privé ou dans l’informel) a une
influence négative sur la fécondité. Fait notable à ce niveau, c’est le changement de signe de
l’influence du statut d’emploi selon que l’on considère le marché du travail comme un tout ou
en fonction du secteur du marché du travail. Il en est de même du changement de signe sur
l’influence du nombre de personnes à charge. Ceci serait le signe d’une corrélation entre le
choix du secteur d’activité (ou entre le terme d’erreur) et ces variables.
De plus, à mesure que les femmes s’instruisent, elles ont tendance à faire moins d’enfants.
Ceci peut se comprendre comme le résultat de l’entrée tardive dans l’activité sexuelle pour
des raisons de scolarisation ou le signe de ce que lorsque les femmes sont mieux éduquées,
elles prennent des décisions de fécondité plus conséquentes et par conséquent entrevoient
mieux les difficultés liées à la garde et l’entretient des enfants. Le fait de faire un enfant de
sexe féminin a une influence positive sur le nombre d’enfants. Ce résultat témoigne de
l’existence d’une préférence pour les garçons notamment chez les femmes vivant en couple.
Si l’impact de la préférence pour les garçons semble être confirmée, la disparition de
l’influence du statut marital et de la région d’origine semblent paradoxal. Ce fait illustrerait en
fait l’importance de la prise en compte non seulement des biais de simultanéité entre choix de
chaque secteur d’activité et fécondité d’une part, mais aussi des questions liées à la spécificité
des secteurs d’activité.
Tableau 4a : Estimation 2SLS de la relation Fécondité et Choix du secteur d’activité
Equation de Fécondité
Variables
Coefficient
T
P>|t|
Secteur d’activité (P)
Public
-2.879***
-3.77
0.000
Privé
-1.993*
-1.69
0.091
Informel
-4.497***
-2.81
0.005
age
.261***
3.97
0.000
Age2/100
-.214**
-2.38
0.017
Niveau d’Education
Primaire
.470**
2.12
0.034
Secondaire
-.314
-1.49
0.136
Supérieur
-1.557***
-3.30
0.001
Femme seule
-.115
-0.93
0.353
Origine Grand Nord
-.451
-1.22
0.223
1.298***
11.76
0.000
-1.045***
-10.11
0.000
.296***
11.62
0.000
-2.453***
-3.21
0.001
Fille
Garçon
Autres pers à charge
Constante
Number of obs
F( 13, 2050)
Prob > F
R-squared
=
=
=
=
2064
230.21
0.0000
0.5852
Notes: La variable dépendante Fécondité désigne le nombre d’enfants. Le niveau d’éducation
est capté par des dummies prenant la valeur 1 si l’individu a le niveau d’instruction
correspondant et 0 sinon. La variable Femme Seule est codée 1 si l’individu est célibataire,
veuve, séparée ou divorcée et 0 sinon. Origine Grand Nord indique si l’individu est originaire
de l’Adamaoua, Nord ou Extrême Nord. Les dummies Fille et Garçon indiquent chez les
femmes qui en ont, le sexe du premier enfant de l’individu.
Le choix de travailler et donc celui du secteur d’activités est beaucoup plus influencé par le
niveau d’éducation. Ainsi, les femmes qui ont fait des études supérieures ont (relativement à
celles qui n’ont pas fréquenté) 25% de chance de travailler dans le secteur public, 13% dans le
secteur privé et -30% de chance de travailler dans le secteur informel. Contrairement aux
résultats sur les déterminants de la fécondité, il apparaît que les décisions de fécondité
n’influencent pas le choix du secteur d’activité. La présence d’autres personnes à la charge de
la femme (que ce soit dans le foyer ou ailleurs) incite les femmes à travailler plus. En effet, la
présence d’autres adultes dans le ménage peut servir d’alternative (gratuite) de garde des
enfants et ainsi le problème de la garde des enfants ne se pose plus. Par ailleurs, le fait qu’une
femme ait à sa charge des personnes autres que ses enfants, impose des coûts supplémentaires
en zone urbaine et peut inciter à entrer sur le marché du travail.
Tableau 4b : Estimation 2SLS de la relation Fécondité et Choix du secteur d’activité
Equation multinomiale de choix du Secteur d’activité
Coefficient
Effets
(T-values)
Marginaux
(Z-values)
Secteur Public
.0015(0.15)
-.051 (-0.35)
Fécondité (P)
.028(6.01)***
.529(7.07)***
Age
2
-.029(-4.87)***
-.567(-6.10)***
Age /100
Niveau d’Education
-.032(-1.23)
-.277(-0.53)
Primaire
.076(3.02)***
1.456(3.37)***
Secondaire
.257(2.86)***
1.983(4.11)***
Supérieur
Femme seule
Autres pers à charge
Cas de Maladie
.278(1.56)
.108(2.04)**
-.407(-2.53)*
.006(0.56)
.004(1.25)
-.019(-1.85)*
-13.879(-10.14)***
Constante
Secteur Privé
Fécondité (P)
Age
Age2/100
Niveau d’Education
Primaire
Secondaire
Supérieur
-.139(-1.19)
.342(6.42)***
-.414(-5.90)***
-.013(-0.80)
.034(4.48)***
-.042(-4.17)***
.479(1.22)
1.16(3.15)***
.864(2.07)**
.056(0.83)
.140(3.04)***
.138(1.65)*
Femme seule
Autres pers à charge
Cas de Maladie
.397(2.73)***
.085(1.98)**
-.431(-3.18)***
.040(1.90)*
.0064(1.06)
-.052(-2.81)***
Constante
-8.11(-8.96)***
Secteur Informel
Fécondité (P)
Age
Age2/100
Niveau d’Education
Primaire
Secondaire
Supérieur
Femme seule
Autres pers à charge
Cas de Maladie
Constante
Number of obs
Prob > chi2
=
=
-.154(-1.46)
.216(5.01)***
-.267(-4.85)***
-.021(-1.17)
.013(1.76)*
-.019(-1.92)*
.456(1.85)*
.128(0.57)
-1.92(-5.51)***
.068(1.30)
-.055(-1.28)
-.299(-13.58)***
.347(2.60)***
.104(2.57)**
-.153(-1.32)
-4.38(-5.81)***
2096 /Wald chi2(27)
=
0.0000 / Pseudo R2
=
.040(1.71)*
.013(1.93)
-.0006(-0.03)
378.33
0.0912
y= Pr(Public)=.078 ;Pr(Privé)=.193; Pr(informel)=.260
Notes: La variable dépendante Secteur d’activité est codée 1 si l’individu travaille dans le
secteur public, 2 dans le privé formel, 3 pour l’informel et 0 sinon. Le niveau d’éducation
est capté par des dummies prenant la valeur 1 si l’individu a le niveau d’études
correspondant et 0 sinon. La variable Femme Seule est codée 1 si l’individu est
célibataire, veuve, séparée ou divorcée et 0 sinon. La variable autre personnes à charge
désigne La variable Cas de maladie indique si l’individu a été malade au cours des deux
semaines ayant précédé l’enquête.
L’expérience d’un choc de santé au cours de la période de référence (les deux semaines
précédent les interviews) réduit les chances de travailler dans le secteur public et privé. Cette
influence négative n’est pas perceptible chez les individus travaillant dans le secteur informel.
Ceci pour plusieurs raisons. En premier, le fait que la précarité des conditions de vie et la
faiblesse des revenus dans le secteur n’autorisent pas à se retirer du marché si ce n’est dans un
cas de maladie très grave. De plus, pour certaines affections bénignes, se considérer comme
malade peut sembler fantaisiste notamment si les contraintes de revenus sont importantes. On
observe des individus qui bien que malades déclarent ne pas l’être ou quand bien même elles
reconnaissent la maladie décident tout de même de travailler. Qu’en est-il de l’influence de la
fécondité sur le temps effectivement consacré au marché du travail ?
Fécondité et temps effectivement consacré au marché du travail.
Pour estimer l’influence de la fécondité sur le temps de travail, nous faisons recours à un
modèle de sélection de type Heckman. L’équation expliquant le nombre d’heures de travail
mensuelles (Hwork) est définie comme ainsi qu’il suit :
Hwork = α 0 + α1 Nbenf + α 2 X + ε
(0.4)
Les résultats de l’estimation de cette équation sont présentés par secteur d’activité au Tableau
5. La version en « deux étapes » de l’estimation de cette équation est obtenue en régressant
d’abord la fécondité sur ses instruments et en insérant les valeurs prédites de fécondité dans
l’équation (0.4) en lieu et place des variables observées. Contrairement aux résultats obtenus
dans les tableaux précédents, les estimations montrent que la fécondité n’a d’influence que sur
le temps de travail du secteur public. Plusieurs explications peuvent être avancées. La
première porte sur l’idée qu’en général, les contraintes de temps dans le secteur public ne sont
pas aussi pesantes que dans le secteur privé formel. Aussi, il est commun de voir une femme
arriver en retard à son lieu de service ou le quitter plus tôt que prévu pour des raisons
familiales notamment, celles liées à la garde ou à l’entretien des enfants notamment lorsqu’ils
sont en bas âge.
Pour ce qui est des secteurs privé-formel et informel, si dans le premier cas l’on peut
expliquer l’absence d’influence de la fécondité par les contraintes de services qui sont telles
que les individus ont le choix entre travailler en respectant les consignes de temps ou perdre
leur emploi, dans le cas du secteur informel par contre, il apparaît qu’en général, la garde
d’enfants s’accommode bien des activités qui y sont menées. En effet, dans ce secteur, l’on
rencontre une diversité d’activités qui pour la plupart ont en commun, l’auto emploi.
Certaines femmes travaillant en dehors du foyer et d’autres exerçant leurs activités à
proximité du foyer (sinon dans le foyer), dans des conditions qui leur permettent de s’occuper
de leurs enfants pendant qu’elle sont au travail. Par contre, celles qui travaillent dans le
secteur privé formel sont pour la plupart salariées et n’ont généralement pas de temps pour
s’occuper du foyer. Les heures de travailles sont si contraignantes qu’elles n’ont pas
suffisamment de temps pour s’occuper de leurs enfants et parfois n’osent pas en faire de peur
de perdre leur emploi pendant le congé de maternité.
Tableau 5 : Estimation des équations d’heures de travail par secteur d’activité.
Variables
Public
Privé
formel
Informel
58.91**
(2.27)
-46.75
(-1.46)
-.852***
(-3.51)
-4.61
(-0.22)
-6.653505
(-0.24)
-.212
(-0.93)
-26.08**
(-2.05)
32.36**
(1.97)
-.337
(-1.41)
lnrevenus
208.03***
(3.15)
110.32*
(1.89)
Fécondité (p)
-17.51***
(-2.37)
.488
(0.04)
-3474.314***
(-4.62)
-1545.303**
(-2.14)
Age
Age3
Expérience
Constante
lambda¤
557.71
(47.29)
33.12
(0.46)
-8.404
(-0.94)
1704.64**
(2.80)
521.74
(90.91)
-11.42
(102.16)
2078
1712
366
28.64
-3556.87
0.0004
2056
1541
515
25.15
-4798.57
0.0015
0.01
Heckman selection model
Number of obs =
Censored obs
=
Uncensored obs
=
Wald chi2(5)
=
Log pseudolikelihood =
Prob > chi2
=
2080
1842
238
57.45
-2289.25
0.0000
Wald test of indep.
eqns. (rho = 0): chi2(1)
159.38
23.48
Prob > chi2 =
0.0000
0.0000
0.9110
Note: Le variable dépendante est le nombre d’heures de travail mensuelles. La variable
Néant est résiduelle pour l’éducation. ***(**){*} significatif à .000(.005) {.01}.
¤
Lambda représente ici le ratio de Mills
5. Conclusion
Ce travail avait pour objectif de décrire l’interaction de la fécondité avec la participation au
marché du travail, le choix du secteur d’activité et le nombre d’heures de travail. Les résultats
prennent appui sur l’endogénéité de la variable fécondité établie dans le modèle de
participation et montrent que la relation négative généralement observée entre fécondité et
offre de travail des femmes est beaucoup plus déterminée par l’influence de la participation au
marché du travail sur la fécondité des femmes.
Cette étude suggère que la parité atteinte par une femme est fortement influencée par la
préférence pour le sexe masculin. Elle confirme ainsi les travaux fondateurs de Repetto
(1972) et ceux de Ben-Poratth et Welch (1976). La fécondité semble ne pas avoir d’influence
sur la participation des individus au marché du travail lorsque ceux-ci sont considérés dans
leurs secteurs d’activités respectifs. Ceci serait dû à la forte influence de la présence de
personnes autres que les enfants de la femme, qui pourraient dans ce cas constituer des
alternatives à la garde des enfants et donc libérant les femmes de leurs obligations familiales.
Une autre explication tient à ce que la non prise en compte de l’endogénéité de la variable
fécondité dans l’équation d’offre de travail génère des estimations biaisées. Une fois ce biais
d’endogénéité corrigé, l’influence de la fécondité temps à disparaître faisant place plutôt à la
causalité inverse.
Pour ce qui est du temps effectivement consacré au marché du travail, il apparaît que seules
les femmes qui travaillent dans le secteur public ajustent à la baisse leurs heures de travail en
présence des enfants dans le foyer. Si de façon globale, il apparaît que la participation au
marché du travail influence négativement le niveau de fécondité des femmes, à cause des
contraintes de temps qu’impose le marché du travail en terme de présence effective sur le
marché de travail, toute politique visant à augmenter le taux de participation des femmes au
marché du travail devrait, au lieu de réduire le taux de fécondité, insister sur les politiques
sociales (congés de maternité avec emploi garanti, autorisation d’absence pour s’occuper des
enfants en cas de besoin). Une telle politique permettrait de concilier efficacement emploi et
activités domestiques soit, la garde des enfants.
Pour le cas du secteur privé formel, la mise à la disposition des travailleurs des options telles
que le travail à temps partiel pourrait, tout en incitant plus de femmes à aller sur le marché du
travail, réduirait la pression des contraintes de temps sur les décisions de fécondité.
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