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Working Paper
LA DIVISION SEXUĂE DU TRAVAIL DANS LES COUPLES
SELON LE STATUT MARITAL EN FRANCE UNE ĂTUDE Ă PARTIR DES ENQUĂTES EMPLOI DU TEMPS
DE 1985-1986, 1998-1999 ET 2009-2010
Lamia Kandil, Sciences Po, OFCE, Paris, France HĂ©lĂšne PĂ©rivier, Sciences Po, OFCE, Paris, France
FĂ©vrier 6, 2017
2017
-03
WORKING PAPER CITATION Lamia Kandil, HélÚne Périvier, 2017, « La division sexuée du travail dans les couples selon le
statut marital en France. Une Ă©tude Ă partir des enquĂȘtes emploi du temps de 1985-1986, 1998-1999
et 2009-2010 », OFCE, Sciences Po Working paper, 2017-03, février.
© 2017 OFCE
1
La division sexuée du travail dans les couples selon le statut marital en France
Une Ă©tude Ă partir des enquĂȘtes emploi du temps de 1985-1986, 1998-1999 et 2009-20101
Lamia Kandil, Sciences Po, OFCE, Paris, France
HĂ©lĂšne PĂ©rivier, Sciences Po, OFCE, Paris, France
Cette recherche a bĂ©nĂ©ficiĂ© dâun financement du MinistĂšre chargĂ© des droits des femmes via une convention pluriannuelle de partenariat avec lâOFCE, PRESAGEa
1 Nous remercions Romain Chappoz qui a participĂ© Ă cette recherche lors dâun stage Ă lâOFCE. Nous remercions Ă©galement Sophie Ponthieux, Amandine Schreiber, Marta Dominguez-Folguera, ainsi que les personnes ayant participĂ© au sĂ©minaire de lâOFCE et au sĂ©minaire « InĂ©galitĂ©s » de lâInsee, pour leurs commentaires. a Programme de Recherche et d'Enseignement des SAvoirs sur le GEnre.
2
Résumé
Lâobjet de cet article est dâanalyser le partage des tĂąches domestiques dans les couples selon leur statut marital, et son Ă©volution depuis les annĂ©es 1980 Ă partir de trois enquĂȘtes emploi du temps de lâInsee (1985-86, 1998-99 et 2009-10). La mĂ©thode des MCO est complĂ©tĂ©e par la mĂ©thode dâappariement qui permet de tenir compte de lâauto-sĂ©lection des couples au regard de leurs caractĂ©ristiques observables dans les diffĂ©rentes formes dâunion (mariage, union libre et pacs pour lâannĂ©e 2009-10). En 1985-86 ainsi quâen 1998-99, le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail Ă©tait plus important dans les couples mariĂ©s que dans les couples vivant en union libre. Pour lâannĂ©e 1985-86, cet Ă©cart sâexplique par les diffĂ©rences de caractĂ©ristiques des couples vivant en union libre. En revanche, Ă la fin des annĂ©es 1990, les couples en union libre optaient pour une organisation moins inĂ©galitaire que celle des couples mariĂ©s toutes choses Ă©gales par ailleurs. Pour lâannĂ©e 2009-10, en moyenne la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes est sensiblement la mĂȘme quâelles vivent en union libre ou quâelles soient mariĂ©es (respectivement 72% et 73,5%), mais elle est significativement plus faible pour les femmes pacsĂ©es (65,1%). Ces Ă©carts ne sont pas dus aux diffĂ©rences de caractĂ©ristiques observables des couples selon le type dâunion. Lâarticle montre quâune auto-sĂ©lection des couples qui sâopĂšrerait sur les valeurs expliquerait cet Ă©cart : en 2009-10, le pacs attirerait les couples les plus « Ă©galitaires », qui, avant lâintroduction de lâunion civile, optaient pour lâunion libre.
Mots clĂ©s : Division sexuĂ©e du travail, statut marital, Ă©conomie de la famille, enquĂȘte emploi du temps, mĂ©thode dâappariement.
Codes JEL : J12, J22.
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Introduction En France, le modĂšle du couple mariĂ© spĂ©cialisĂ© « Monsieur Gagnepain et Madame Aufoyer » a Ă©tĂ© marginalisĂ© par la montĂ©e du salariat des femmes Ă partir des annĂ©es 1960. Mais ce mouvement ne sâest pas accompagnĂ© dâun rĂ©Ă©quilibrage Ă©galitaire de la division sexuĂ©e du travail dans la production domestique: en moyenne, les femmes rĂ©alisent 71% du travail domestique (mĂ©nage, cuisine, linge) et 65% du travail familial (Champagne, PailhĂ© et Solaz, 2015). Si le temps quâelles consacrent aux tĂąches domestiques a diminuĂ© depuis les annĂ©es 1980, celui des hommes est restĂ© stable. Lâanalyse du partage des tĂąches au sein des couples, et non pas en moyenne sur la population, permet dâaffiner ces tendances. En effet, les femmes vivant en couple rĂ©alisent davantage de travail domestique et familial que les autres (Roy, 2012). LâarrivĂ©e des enfants renforce lâinĂ©gal partage des tĂąches dans les couples, et ceci malgrĂ© lâaccroissement du temps consacrĂ© aux enfants par les pĂšres, car celui des mĂšres a Ă©galement augmentĂ© depuis les annĂ©es 1980 (RĂ©gnier-Loilier et Hiron, 2010; Champagne, PailhĂ© et Solaz, 2015; Ricroch, 2012).
ParallĂšlement Ă la persistance de la division sexuĂ©e du travail dans les couples, la montĂ©e de lâunion libre et des divorces a contribuĂ© Ă dĂ©stabiliser ce modĂšle du couple mariĂ© spĂ©cialisĂ©. Ces tendances reflĂštent un renforcement de lâindividualisme et le recours Ă diffĂ©rentes formes dâarrangements entre autonomie et vie commune (De Singly, 2007). Depuis les annĂ©es 1990, lâunion libre nâest plus le fait des jeunes gĂ©nĂ©rations, elle est devenue une forme dâunion socialement acceptĂ©e. LâarrivĂ©e dâun enfant ne conduit pas systĂ©matiquement au mariage, mĂȘme si certains couples finissent par se marier aprĂšs plusieurs annĂ©es de vie commune (Toulemon, 1996). Aujourdâhui, un enfant sur deux naĂźt dans un couple vivant en union libre. La France est, au cĂŽtĂ© de la SuĂšde et du Danemark, un des pays dâEurope dans lequel le pourcentage dâenfants nĂ©s hors mariage est le plus Ă©levĂ© (Prioux, 2009). Mais Ă la diffĂ©rence des pays nordiques, oĂč mariage et union libre sont rĂ©gulĂ©s (SĂĄnchez Gassen et Perelli-Harris, 2015), en France lâunion libre reste une forme dâunion peu, voire pas, institutionnalisĂ©e (Martin et ThĂ©ry, 2001). Le pacs, pacte civil de solidaritĂ© introduit en 1999, offre un cadre lĂ©gal intermĂ©diaire entre lâunion libre et le mariage.
Les diffĂ©rentes formes dâunion (mariage, union libre et pacs) se distinguent par la rĂ©gulation, ou lâabsence de rĂ©gulation, dont elles font lâobjet. Le cadre lĂ©gal du mariage garantit des protections et des compensations au surinvestissement des femmes relativement aux hommes dans les tĂąches familiales et domestiques (notamment certains avantages familiaux associĂ©s aux droits Ă la retraite ou la prestation compensatoire). En cas de divorce, ces protections limitent les effets de la division sexuĂ©e du travail sur le niveau de vie des femmes. MalgrĂ© cela, la perte de niveau de vie aprĂšs un divorce est plus importante pour les femmes que pour les hommes (Bonnet, Garbinti et Solaz, 2016 ; Martin et PĂ©rivier, 2015). En revanche, pour les couples vivant en union libre, aucune protection particuliĂšre nâest prĂ©vue. La prĂ©fĂ©rence donnĂ©e au mariage implique que les couples qui ne sont pas lĂ©galement unis devant la loi ne peuvent prĂ©tendre Ă une aide spĂ©cifique de lâEtat (Ă lâexception des transferts concernant les enfants) (Martin et ThĂ©ry, 2001).
La relation entre la division sexuĂ©e du travail dans les couples et leur statut marital a Ă©tĂ© peu Ă©tudiĂ©e dans la littĂ©rature Ă©conomique et sociologique pour le cas de la France. Elle soulĂšve pourtant une question importante : celle de lâinadĂ©quation dâun systĂšme de protections (sociales, fiscales et juridiques) aux comportements maritaux et Ă la prĂ©gnance des normes de genre. Si la division sexuĂ©e du travail au sein des couples persiste dans les unions libres, la hiĂ©rarchie dans la rĂ©gulation des diffĂ©rents types dâunion (mariage, pacs puis union libre) peut porter atteinte Ă lâĂ©galitĂ© femmes-hommes, notamment en cas de dĂ©sunion.
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Lâobjet de cet article est dâanalyser le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail selon le statut marital des couples et de montrer lâĂ©volution de la rĂ©partition des tĂąches domestiques depuis les annĂ©es 1980, Ă partir de trois enquĂȘtes emploi du temps de lâInsee (1985-86, 1998-99 et 2009-10). Il sâagit de prĂ©ciser les facteurs qui expliquent les diffĂ©rences en termes dâorganisation du travail selon le statut marital. La premiĂšre section est consacrĂ©e Ă une revue de la littĂ©rature internationale concernant les dĂ©terminants des choix matrimoniaux et ceux de la division du travail dans les couples. Le cas spĂ©cifique de la France en matiĂšre de rĂ©gulation des unions est dĂ©taillĂ©. La seconde section prĂ©sente des statistiques descriptives ainsi que les rĂ©sultats dâune analyse Ă©conomĂ©trique conduite Ă partir de deux mĂ©thodes. La division sexuĂ©e du travail est mesurĂ©e par la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme dans le couple. Les diffĂ©rents statuts maritaux retenus sont le mariage, lâunion libre et le pacs pour les annĂ©es 2009-10. Lâanalyse est rĂ©alisĂ©e en coupe transversale, les donnĂ©es ne permettent pas de suivre les couples sur plusieurs annĂ©es. NĂ©anmoins, lâexploitation du module « DĂ©cisions dans les couples » spĂ©cifique Ă lâenquĂȘte 2009-10 permet dâintĂ©grer des variables liĂ©es Ă la trajectoire matrimoniale des individus (notamment la durĂ©e de lâunion observĂ©e) et conforte les rĂ©sultats.
En 1985-86 ainsi quâen 1998-99, le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail Ă©tait plus important dans les couples mariĂ©s (80,9% en 1985-86 ; 82,2% en 1998-99) que dans les couples vivant en union libre (75,1% en 1985-86 ; 75,1% en 1998-99). Pour lâannĂ©e 1985-86, lâĂ©cart sâexplique par les diffĂ©rences de caractĂ©ristiques observables entre les deux types dâunion. En revanche, Ă la fin des annĂ©es 1990, les couples en union libre optaient pour une organisation moins inĂ©galitaire que celle des couples mariĂ©s toutes choses Ă©gales par ailleurs. Alors quâau dĂ©but de la pĂ©riode, lâunion libre Ă©tait encore souvent un « prĂ©lude au mariage » (Villeneuve-Gokalp, 1990), Ă la fin des annĂ©es 1990 elle est devenue une alternative au mariage, rĂ©pandue et socialement acceptĂ©e (Toulemon, 1996 ; Prioux, 2009). Pour la pĂ©riode 2009-10, en moyenne la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes est sensiblement la mĂȘme quâelles vivent en union libre ou quâelles soient mariĂ©es (respectivement 72% et 73,5%), mais elle est significativement plus faible pour les femmes pacsĂ©es (65,1%). Ces Ă©carts ne sont pas dus aux diffĂ©rences de caractĂ©ristiques observables des couples selon le type dâunion. Deux interprĂ©tations non exclusives sont possibles. Un effet « statut marital » expliquerait les diffĂ©rents degrĂ©s de division sexuĂ©e du travail selon le type dâunion sans que le sens de la causalitĂ© ne soit dĂ©terminĂ© : le mariage inciterait les couples Ă se spĂ©cialiser ou la spĂ©cialisation des rĂŽles conduirait les couples Ă se marier, du fait des protections associĂ©es Ă ce type dâunion. Cette piste ne permet pas dâexpliquer lâinĂ©gal partage des tĂąches observĂ© en 2009-10 au sein des couples vivant en union libre. Un phĂ©nomĂšne dâauto-sĂ©lection des couples qui sâopĂšrerait sur les valeurs, non observĂ©es et de fait non disponibles dans les donnĂ©es, expliquerait la dynamique sur les trois enquĂȘtes mobilisĂ©es : en 2009-10, le pacs attirerait les couples les plus Ă©galitaires au regard de leur idĂ©ologie de genre ; avant lâintroduction de lâunion civile, ces couples optaient pour lâunion libre.
1. Spécialisation des couples et statut marital : une revue de littérature
1.1. Pourquoi les couples se spécialisent-ils ?
LâĂ©conomie de la famille offre un cadre analytique pour comprendre la division sexuĂ©e du travail dans les couples en se fondant sur les ressources relatives des deux conjoints. Dans lâapproche nĂ©oclassique, un couple est lâassociation de deux individus qui mutualisent des dĂ©penses et des ressources. Les gains liĂ©s Ă la vie en couple2 sont issus notamment des Ă©conomies dâĂ©chelle dĂ©gagĂ©es
2 Dans la littĂ©rature thĂ©orique formant le socle de lâĂ©conomie de la famille, les diffĂ©rentes formes dâunion ne sont, le plus souvent, pas distinguĂ©es.
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par rapport au cĂ©libat, et de la division du travail entre production domestique et production marchande. La dĂ©cision de vivre en couple serait le fruit de la comparaison entre lâensemble des gains quâen retirent les partenaires relativement Ă ceux retirĂ©s du cĂ©libat (Browning, Chiappori et Weiss, 2014). Pour expliquer lâorganisation du travail dans les couples et la façon dont le surplus dĂ©gagĂ© par la vie Ă deux est partagĂ©, plusieurs approches thĂ©oriques ont Ă©tĂ© dĂ©veloppĂ©es. Celle de Becker (1973, 1981) sâappuie sur une fonction dâutilitĂ© commune au couple (modĂšle dit « unitaire ») maximisĂ©e par un « despote bienveillant » pour lâensemble du mĂ©nage, sous une contrainte budgĂ©taire regroupant lâensemble des ressources de la famille. Sous lâhypothĂšse dâun avantage comparatif Ă la production domestique des femmes, le modĂšle prĂ©dit que le mode de production de biens et de services dans la famille le plus efficace est la spĂ©cialisation sexuĂ©e3. Ce modĂšle a Ă©tĂ© critiquĂ© sur le plan thĂ©orique (voir notamment Bustreel, 2001) et empirique (voir notamment Fortin et Lacroix, 1997 ; Browning et Chiappori, 1998 ; Cherchye et Vermeulen, 2008 ; Cherchye et al. 2009 ; Ponthieux, 2012). Dâautres travaux sâappuient sur des prĂ©fĂ©rences individuelles des conjoints et sur leur pouvoir de nĂ©gociation au sein du mĂ©nage. Dans les modĂšles de nĂ©gociation, le point de menace est le « divorce », entendu comme la rupture du couple sans prĂ©cision relative au statut marital de lâunion (Manser et Brown, 1980). Dans les modĂšles collectifs non coopĂ©ratifs, le point de menace repose sur la distribution intra-mĂ©nage des ressources, la menace est celle dâun Ă©quilibre non coopĂ©ratif dans le mariage reflĂ©tant des normes de genre (Lundberg et Pollak, 1993, 1994). Enfin, les modĂšles collectifs coopĂ©ratifs sâappuient sur une rĂšgle de partage des ressources entre les membres du mĂ©nage (Chiappori, 1988 ; Bourguignon et Chiappori, 1992 ; Alderman et al., 1995 ; Behrman, 1997). Le pouvoir de nĂ©gociation dĂ©termine en partie le degrĂ© de spĂ©cialisation du travail dans les couples. Il est affectĂ© par la contribution effective ou potentielle de chacun des conjoints en matiĂšre de revenu. Les transferts publics qui sont accordĂ©s au couple durant la vie commune modifient Ă©galement le pouvoir de nĂ©gociation relatif des deux conjoints. De mĂȘme, les consĂ©quences dâune rupture pour chacun des conjoints, (comme le degrĂ© de compĂ©titivitĂ© sur le marchĂ© conjugal ou lâĂ©tat du marchĂ© du travail) et les conditions dâune potentielle rupture qui dĂ©pendent notamment du contexte lĂ©gal propre Ă chaque type dâunion (droit Ă une prestation compensatoire par exemple en cas de divorce) affectent Ă©galement ce pouvoir de nĂ©gociation. Parmi les approches empiriques, certains travaux Ă©valuent lâeffet du temps de travail marchand des deux conjoints sur la rĂ©partition du travail domestique. Les femmes travaillant Ă temps plein contribuent moins au travail domestique que celles inactives ou travaillant Ă temps partiel, et les couples biactifs sont plus Ă©galitaires en termes de partage du travail domestique (Gershuny, 2000). Les hommes qui passent moins de temps au travail marchand consacrent plus de temps au travail domestique (Bianchi et al., 2000). Lorsque les deux membres du couple sont salariĂ©s Ă temps plein, la rĂ©partition du travail domestique et familial est dâautant moins inĂ©galitaire que le salaire de la femme est Ă©levĂ©, mais les femmes en rĂ©alisent toujours une part plus importante que leur conjoint (Ponthieux et Schreiber, 2006). Enfin, lâapproche par lâidĂ©ologie de genre et les normes de genre nuance le lien entre Ă©change Ă©conomique et division sexuĂ©e du travail. LâidĂ©ologie de genre peut ĂȘtre mesurĂ©e Ă partir dâune Ă©chelle allant de lâadhĂ©sion Ă une organisation Ă©galitaire des couples (personnes favorables au partage des tĂąches domestiques et familiales) Ă la promotion dâune organisation conservatrice des couples (personnes favorables au modĂšle de Monsieur Gagnepain et Madame Aufoyer). Les hommes adhĂ©rant Ă des valeurs Ă©galitaires participent davantage aux tĂąches domestiques que ceux adhĂ©rant Ă des valeurs 3 Pour expliquer le caractĂšre sexuĂ© de la spĂ©cialisation, Becker recourt aux diffĂ©rences biologiques entre les sexes : les femmes au retour de leur grossesse auraient un avantage comparatif Ă la production domestique en gĂ©nĂ©ral.
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conservatrices (Greenstein, 2000). Enfin, la thĂ©orie du « gender deviance neutralization » repose sur le fait que les normes de genre influencent la division sexuĂ©e du travail via la construction identitaire au quotidien. Les hommes rĂ©aliseraient les tĂąches dites « masculines » et rejetteraient celles dites « fĂ©minines ». Les hommes dĂ©pendants financiĂšrement de leur conjointe compenseraient cette dĂ©viance au regard des normes de genre par un moindre investissement dans les tĂąches domestiques. Pour les mĂȘmes raisons, les femmes travaillant Ă temps plein augmenteraient leur contribution aux tĂąches domestiques dans le cas dâune perte dâemploi du conjoint (Brines, 1994 ; Greenstein, 2000 ; Evertsson et Nermo, 2004). Cependant dâautres travaux ont montrĂ© la fragilitĂ© et le manque de robustesse de ces approches. Il en ressort que lâinfluence de lâinjonction à « performer le genre » sur les dĂ©cisions de partage du travail domestique au sein du couple est moindre que celle du pouvoir de nĂ©gociation que retire chaque partenaire via son salaire (Sullivan, 2011 ; England, 2011 ; Ponthieux et Meurs, 2015).
1.2. Statut marital et partage des tĂąches domestiques et familiales Lâorganisation dans les couples, les comportements maritaux et le degrĂ© dâinstitutionnalisation des diffĂ©rents statuts de couple sont liĂ©s et dĂ©pendent notamment de la perception sociale associĂ©e Ă chaque type dâunion (schĂ©ma). Selon la typologie de Heuveline et Timberlake (2004), lâunion libre peut ĂȘtre un prĂ©lude avant le mariage, comme dans les pays dâEurope centrale. Elle attire des couples jeunes sans enfant. Il sâagit dâune Ă©tape dans le cycle de vie et la vie conjugale, ces couples finissent par se marier. La division du travail domestique varie peu selon le statut marital. Cette situation correspond Ă celle de lâunion libre en France au dĂ©but des annĂ©es 1980 (Villeneuve-Gokalp 1990 ; Toulemon, 1996). Lâunion libre peut ĂȘtre une alternative au cĂ©libat et correspondre Ă une forme dâunion instable, comme dans les pays anglo-saxons. Les conjoints ne partagent pas les tĂąches domestiques et ne se spĂ©cialisent pas non plus (Bianchi et al. 2014 ; Kalenkoski et al., 2007). Lâunion libre peut ĂȘtre une alternative en rejet du mariage, comme dans les pays du sud de lâEurope, notamment en Italie. Elle est alors une forme dâunion marginalisĂ©e, socialement stigmatisĂ©e et non rĂ©gulĂ©e. Elle attire des individus ayant un profil spĂ©cifique, en particulier des femmes ayant un haut niveau dâĂ©ducation, dĂ©tachĂ©es des traditions familiales et dont le conjoint adhĂšre Ă des valeurs Ă©galitaires. Ainsi, en Italie, les femmes vivant en union libre participent davantage au marchĂ© du travail que les femmes mariĂ©es, et le volume de travail domestique et familial quâelles rĂ©alisent est beaucoup plus faible que celui rĂ©alisĂ© par les femmes mariĂ©es : le partage du travail domestique dans les couples vivant en union libre est sensiblement moins inĂ©galitaire que dans les couples mariĂ©s (Bianchi et al, 2014 ; Dominguez-Folgueras, 2012). Enfin, lâunion libre peut ĂȘtre un mode dâunion alternatif sans distinction particuliĂšre par rapport au mariage et largement acceptĂ©e socialement, comme dans les pays scandinaves. Les couples vivant en union libre y ont des droits proches de ceux accordĂ©s aux couples mariĂ©s (SĂĄnchez Gassen et Perelli-Harris, 2015), et lâorganisation dans les couples est moins spĂ©cialisĂ©e que dans les autres pays (Davies, Greenstein et Mark, 2007). De façon plus ou moins marquĂ©e selon les pays, les couples vivant en union libre adoptent un partage du travail domestique et familial plus Ă©galitaire que les couples mariĂ©s (Dominguez-Folgueras, 2012 ; Davies, Greenstein et Mark, 2007) et la rĂ©gulation4 associĂ©e aux diffĂ©rents types dâunion varie (SĂĄnchez Gassen et Perelli-Harris, 2015). La relation de causalitĂ© entre le statut marital et spĂ©cialisation dans les couples, ci-aprĂšs nommĂ©e effet « statut marital », est de sens a priori indĂ©terminĂ© (schĂ©ma). Les couples peuvent se spĂ©cialiser aprĂšs sâĂȘtre mariĂ©s sous lâeffet des 4 On entend par « rĂ©gulation » lâensemble des politiques du couple (droits sociaux et fiscaux des couples et droits et devoirs entre conjoints, voir PĂ©rivier, 2015).
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protections et des transferts associĂ©s au mariage. Dans ce cas, le cadre rĂ©gulĂ© du mariage inciterait les couples Ă se spĂ©cialiser ; les femmes seraient encouragĂ©es Ă se concentrer sur les tĂąches domestiques et familiales et les hommes Ă la sphĂšre marchande. Les couples peuvent se spĂ©cialiser, puis se marier en consĂ©quence afin de bĂ©nĂ©ficier dâune protection adaptĂ©e Ă leur mode dâorganisation. Dans cette perspective, le mariage constitue une rĂ©ponse Ă la spĂ©cialisation des couples. Lâinstitution « mariage » serait alors perçue comme un systĂšme assurantiel garantissant au conjoint spĂ©cialisĂ© dans le travail domestique, la femme, une protection et un engagement de la part du conjoint actif, lâhomme. Cette protection courant au-delĂ de lâunion elle-mĂȘme, avec le droit Ă une prestation compensatoire en cas de divorce. Les deux relations ne sâexcluent pas lâune lâautre : il est possible que des couples commencent Ă se spĂ©cialiser avant le mariage (notamment avec lâarrivĂ©e dâun enfant), puis se marient en consĂ©quence, ce qui renforce la spĂ©cialisation. Barg et Beblo (2012) montrent que les couples allemands qui anticipent une spĂ©cialisation sexuĂ©e des rĂŽles se marient, mais le mariage consolide cette spĂ©cialisation. La plus grande spĂ©cialisation des tĂąches observĂ©e en Allemagne dans les couples mariĂ©s relativement aux couples vivant en union libre sâexplique surtout par des diffĂ©rences de caractĂ©ristiques observables de ces couples et par leur plus grande probabilitĂ© dâavoir un enfant. Ainsi, certains facteurs socioĂ©conomiques conditionnent Ă la fois la division du travail au sein du couple et le choix du statut marital ; ce phĂ©nomĂšne est ci-aprĂšs nommĂ© effet « caractĂ©ristiques observables »5. La plus grande spĂ©cialisation des couples mariĂ©s relativement aux couples en union libre observĂ©e dans de nombreux pays peut ĂȘtre due Ă des diffĂ©rences de caractĂ©ristiques observables des deux partenaires plus ou moins favorables Ă la spĂ©cialisation (le niveau dâĂ©ducation, le salaire etcâŠ). Dans ce cas on sâattend Ă ce que dans les couples vivant en union libre, les femmes soient plus Ă©duquĂ©es mieux insĂ©rĂ©es sur le marchĂ© du travail que les femmes mariĂ©es, cette forme dâunion Ă©tant moins protectrice (Kiernan, 2002). Les ressources Ă©conomiques ne suffisent pas pour expliquer la division sexuĂ©e du travail selon le type dâunion : les femmes mariĂ©es supportent une charge plus importante du travail domestique par rapport Ă celles vivant en union libre, indĂ©pendamment de leurs revenus individuels (LĂŒck et HofĂ€cker, 2003 ; Landwerlin, 2005). Les couples mariĂ©s se comporteraient davantage selon les rĂŽles assignĂ©s aux Ă©poux par les normes de genre, et se spĂ©cialiseraient plus que les couples non-mariĂ©s (Shelton et John, 1993). De mĂȘme, les cĂ©rĂ©monies de mariage renforceraient les comportements du couple selon les normes sociales associĂ©es au mariage et creuseraient les Ă©carts de degrĂ© de spĂ©cialisation entre les deux types dâunion (Kalmijn, 2004). Ainsi, les valeurs auxquelles les deux membres du couple adhĂšrent sont Ă©galement un facteur de sĂ©lection. Ce phĂ©nomĂšne est ci-aprĂšs nommĂ© effet « valeur » : les couples favorables Ă lâĂ©galitĂ© femmes-hommes rejetteraient lâinstitution du mariage, et opteraient pour des formes dâunion alternatives. Les deux formes dâauto-sĂ©lection des couples dans les diffĂ©rentes unions (caractĂ©ristiques observables dâun cĂŽtĂ© et valeur de lâautre) sont liĂ©es : par exemple, les couples les plus Ă©duquĂ©s adhĂšrent Ă des normes plus Ă©galitaires partagĂ©es au sein du couple (Dominguez-Folgueras, 2012). Cette revue de littĂ©rature indique que lâenvironnement institutionnel propre Ă chaque union (protections et avantages Ă©conomiques attribuĂ©s aux couples mariĂ©s), ou encore le sens accordĂ© Ă lâunion libre et la banalisation de cette forme dâunion, expliquent les diffĂ©rences observĂ©es entre pays. Les sections suivantes proposent dâapprofondir cette question pour la France. Lâorganisation du travail dans les couples diffĂšre-t-elle selon le statut marital ? Les couples optant pour lâune ou lâautre forme dâunion sont-ils diffĂ©rents au regard de leurs caractĂ©ristiques observables ou bien ce choix est-il liĂ© Ă des valeurs plus ou moins Ă©galitaires auxquelles les deux conjoints adhĂšrent ? 5 Oppenheimer (2003) trouve un effet positif du niveau dâĂ©ducation des hommes aux Etats-Unis sur la probabilitĂ© dâun premier mariage ou dâun passage dâune cohabitation au mariage.
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Schéma :
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ples
Auto-sĂ©lection des couples sur lâidĂ©ologie
Effet « valeur »
Perception sociale des unions
Valeurs et idéologie de genre des
individus
Statut marital
RĂ©gulation des types dâunion
Caractéristiques individuelles des
membres du couple (Ă©ducation, salaire, ĂągeâŠ)
Niv
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Mic
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Division sexuée du travail dans les couples
Niv
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Soci
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Mac
ro
Auto-sélection des couples sur les caractéristiques socio-
économiques Effet « caractéristiques observables»
Effet « statut marital »
Normes de genre dans la société
Economie politique du couple
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1.3. Le cas français : constat et enjeux pour lâĂ©galitĂ©
En France, comme dans beaucoup de pays, le systĂšme de protection sociale et le droit de la famille ont Ă©tĂ© construits sur la base dâune spĂ©cialisation des rĂŽles des Ă©poux (Badel, Gilles, Laborde et Subrenat, 2003; PĂ©rivier, 2015). La redistribution fiscale et sociale visait Ă soutenir les couples mariĂ©s spĂ©cialisĂ©s et limitait les possibilitĂ©s dâĂ©mancipation Ă©conomique des femmes. Ce modĂšle familial institutionnalisĂ© a en partie entĂ©rinĂ© une situation de spĂ©cialisation des couples (schĂ©ma). Ce faisant, lâEtat social garantissait des protections pour les femmes mariĂ©es et des compensations Ă leur investissement dans les tĂąches familiales et domestiques (pensions de rĂ©version, droits et devoirs entre les deux conjoints avec une compensation prĂ©vue en cas de divorce par exemple). Mais ce cadre a Ă©galement Ă©tĂ© un outil de promotion du couple mariĂ© spĂ©cialisĂ© en le rendant accessible financiĂšrement Ă lâensemble des mĂ©nages (avec notamment le systĂšme du quotient conjugal qui favorisent les couples mariĂ©s ayant un Ă©cart de revenu important). A partir des annĂ©es 1970, le modĂšle familial de Monsieur Gagnepain et Madame Aufoyer qui reposait sur le couple mariĂ© a Ă©tĂ© marginalisĂ© par lâentrĂ©e des femmes dans le salariat, le dĂ©clin du mariage, la montĂ©e de lâunion libre, et lâaccroissement du nombre de divorces (voir notamment Insee, 2015). Ces tendances sont le fruit dâune plus grande libertĂ© des individus face aux institutions familiales : la famille, tout en restant une entitĂ© de rĂ©fĂ©rence, est devenue un lieu de « rĂ©vĂ©lation de soi » (De Singly, 2007). Mais ces mutations nâont pas entraĂźnĂ© une refonte de la rĂ©gulation des unions et dĂ©sunions, ce qui soulĂšve des enjeux en matiĂšre dâĂ©galitĂ© femmes-hommes. Concernant la montĂ©e des divorces, le cadre lĂ©gal du mariage ne suffit pas Ă compenser la perte de niveau de vie que subissent les ex-conjoints aprĂšs un divorce. Les obligations alimentaires (droits Ă une prestation compensatoire) et les droits dĂ©rivĂ©s (pensions de rĂ©version) permettent dâen limiter les effets. Pour autant aprĂšs un divorce ou une rupture de pacs, les femmes voient leur niveau de vie baisser de 19% contre 2,5% pour les hommes, et ceci nâest quâen partie compensĂ© par les transferts publics et par le retour Ă lâemploi des femmes divorcĂ©es qui Ă©taient inactives durant le mariage (Bonnet, Garbinti et Solaz, 2016). Le coĂ»t de la division sexuĂ©e du travail dans les couples mariĂ©s pĂšse donc davantage sur le niveau de vie des femmes que sur celui des hommes en cas de divorce (Martin et PĂ©rivier, 2015). Depuis la fin des annĂ©es 1990, lâunion libre est un mode dâunion acceptĂ©e socialement, lâarrivĂ©e dâun enfant nâest plus le dĂ©clencheur du mariage. En France, comme dans les pays nordiques, la proportion dâenfants nĂ©s hors mariage est parmi la plus Ă©levĂ©e en Europe. Mais les diffĂ©rences de rĂ©gulations en termes de droits sociaux, fiscaux et juridiques entre les deux formes dâunion sont beaucoup plus marquĂ©es en France que dans les pays nordiques. Lâunion libre nâest assortie dâaucune compensation, ni obligation envers le conjoint spĂ©cialisĂ©, mĂȘme partiellement, dans la production domestique et le travail familial6. En cas de rupture, le risque associĂ© Ă la division sexuĂ©e du travail pour les couples vivant en union libre serait alors entiĂšrement portĂ© par les femmes (ou en cas de dĂ©cĂšs du conjoint Ă la retraite). La crĂ©ation du pacs a, en partie et progressivement, intĂ©grĂ© certaines protections initialement rĂ©servĂ©es au mariage (tableau 1). Martin et ThĂ©ry (2001) expliquent cette frilositĂ© Ă intĂ©grer lâunion libre comme une forme dâunion Ă part entiĂšre par la peur de la montĂ©e de lâindividualisme et par le fait quâaucune revendication de la part des couples en union libre nâa permis de faire le contrepoids, concernant par exemple le droit Ă une prestation compensatoire en cas de sĂ©paration. Lâintroduction du pacs serait le symptĂŽme du rejet de lâunion libre comme forme dâunion ouvrant Ă droits et devoirs : « pas de devoirs donc pas de droits de la part de lâEtat social ».
6 En marge de la loi, des situations de faits peuvent ĂȘtre prises en compte en cas de sĂ©paration.
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Comprendre la division sexuĂ©e du travail dans les couples selon leur statut marital est donc un enjeu en matiĂšre dâĂ©galitĂ© femmes-hommes. Les quelques travaux disponibles montrent que les femmes rĂ©alisent plus de travail domestique que les hommes quâelles vivent en union libre ou quâelles soient mariĂ©es. De mĂȘme, le temps de travail marchand des femmes mariĂ©es et de celles vivant en union libre est sensiblement le mĂȘme (Ă 4 minutes prĂšs) (Bianchi et al. 2014). Ces travaux portent sur les moyennes individuelles rĂ©alisĂ©es sur lâensemble des personnes vivant en couple. Dominguez-Folgueras (2012) trouve quâen France les couples non-mariĂ©s sont plus Ă©galitaires que les couples mariĂ©s au regard de la rĂ©partition des tĂąches domestiques, mais les donnĂ©es utilisĂ©es (MTUS7) ne permettent pas de distinguer les couples vivant en union libre des couples pacsĂ©s. Cet article approfondit cette question en se fondant sur les couples, et non sur les individus, afin de montrer les liens entre division sexuĂ©e du travail et statut marital en France. La prise en compte du pacs comme une forme dâunion distincte du mariage et de lâunion libre permet de prĂ©ciser la littĂ©rature existante sur les comportements en matiĂšre de rĂ©partition des tĂąches dans les couples. Les enquĂȘtes emploi du temps de 1985-86, 1998-99 et 2009-10 permettent dâexplorer les changements de comportements au sein des couples par statut marital. Pour lâannĂ©e 2009-10, le module « DĂ©cisions dans les couples » spĂ©cifique Ă cette enquĂȘte est exploitĂ© afin dâaffiner les rĂ©sultats. Tableau 1 : Protections sociales, rĂ©gimes juridique et fiscal des diffĂ©rentes formes dâunions en France
Mariage Pacs Concubinage
Formalisme - Acte cĂ©lĂ©brĂ© devant lâofficier de lâĂ©tat civil
- A dĂ©faut de contrat de mariage prĂ©alable, les Ă©poux sont mariĂ©s sous le rĂ©gime lĂ©gal de la communautĂ© de biens rĂ©duite aux acquĂȘts
- DĂ©claration conjointe au greffe du Tribunal dâinstance (ou convention de pacte devant un notaire)
- Union libre sans formalité
Obligations - Aide matérielle et assistance réciproque - Contribution aux charges du mariage à proportion des facultés
respectives - Solidarité pour les dettes courantes
- Aucune obligation
ImpÎt sur le revenu - Imposition commune et solidarité des époux ou des partenaires pour le paiement (depuis 2005 pour le pacs; avant 2005 imposition séparée pendant les 3 premiÚres années du pacs puis commune)
- Imposition séparée - Pas de solidarité
ISF - Imposition commune - Imposition commune en cas de concubinage déclaré
Droits de succession - Le conjoint survivant est hĂ©ritier de plein droit et bĂ©nĂ©ficie dâun droit au logement
- Les partenaires pacsĂ©s ne sont pas hĂ©ritiers lâun de lâautre : un testament est nĂ©cessaire
- Droit au logement temporaire
- les concubins ne sont pas hĂ©ritiers lâun de lâautre : un testament est nĂ©cessaire
Droits de mutation Ă titre gratuit
- ExonĂ©ration des droits de succession (depuis 2008 pour le pacs) - Pour les donations de biens prĂ©sents, abattement, puis application dâun
tarif progressif (de 5% Ă 45%)
- Pas dâexonĂ©ration au titre des successions
- Droit de mutation Ă titre gratuit au taux de 60% aprĂšs abattement
Protection sociale santé
- Un partenaire quel que soit le statut marital, sans couverture sociale propre bénéficie de celle de son conjoint - Bénéfice du capital décÚs sous condition
7 Multinational Time Use Surveys.
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Protection sociale Retraite
- La veuve ou le veuf ont droit sous condition à une pension de réversion
- Pas de droit à une pension de réversion
Rupture/ Dissolution - Divorce prononcé judiciairement par le juge aux affaires familiales
- Obtention dâune prestation compensatoire destinĂ©e Ă corriger les disparitĂ©s de niveaux de vie liĂ©es au divorce
- Rupture dâun commun accord (notaire) ou unilatĂ©rale (huissier)
- Pas de prestation compensatoire
- Le pacs prend fin avec le mariage des conjoints
- Liberté de rupture - Pas de prestation
compensatoire
Source : Jurisdefi, La vie du réseau, mars 2013, n°5
2. La division sexuée du travail dans les couples selon le statut marital 2.1. Quelles évolutions entre 1985-86, 1998-99 et 2009-10 ?
Pour les enquĂȘtes 1985-86 et 1998-99, deux types de couples sont distinguĂ©s : les couples mariĂ©s et ceux vivant en union libre. Pour lâenquĂȘte 2009-10, sây ajoutent les couples pacsĂ©s, la loi sur le Pacs ayant Ă©tĂ© votĂ©e en 1999. Les couples mariĂ©s sont ceux qui dĂ©clarent un Ă©tat matrimonial de « mariĂ©s » (ou « remariĂ©s »), les couples pacsĂ©s sont ceux qui dĂ©clarent avoir contractĂ© un pacs et les unions libres sont les couples qui vivent ensemble mais qui ne se dĂ©clarent ni mariĂ©s, ni pacsĂ©s. Ne disposant pas de donnĂ©es longitudinales, il est impossible de suivre la « trajectoire » matrimoniale des couples. Ainsi, les groupes de couples par type dâunion ne tiennent pas compte des unions passĂ©es de chacun des partenaires. Le statut marital est observĂ© en coupe et donc les couples des Ă©chantillons retenus comportent des individus qui peuvent Ă©ventuellement avoir Ă©tĂ© auparavant mariĂ©s, en couple en union libre avec un autre conjoint ou pacsĂ© y compris avec la mĂȘme personne avec laquelle ils sont mariĂ©s au moment de lâannĂ©e dâobservation (la composition dĂ©taillĂ©e des Ă©chantillons retenus pour chaque type dâunion est prĂ©sentĂ©e dans le tableau A2.1, annexe 2).
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Encadré
Les enquĂȘtes emploi du temps, les donnĂ©es et les Ă©chantillons de travail Les trois enquĂȘtes emploi du temps de lâInsee, 1985-86, 1998-99 et 2009-10 sont rĂ©alisĂ©es sur 12 mois sur le territoire mĂ©tropolitain, et comprennent :
- Un questionnaire dĂ©crivant la composition du mĂ©nage - Un questionnaire concernant lâindividu enquĂȘtĂ© - Un carnet individuel dâactivitĂ© (dĂ©taillĂ© par tranche de 5 minutes pour 1985-86 et 10 minutes
pour les deux autres enquĂȘtes) Pour les enquĂȘtes 1985-86 et 1998-99, les individus remplissent un carnet chacun pour un jour de la semaine (qui peut ĂȘtre un jour de week-end ou de semaine). Pour lâenquĂȘte 2009-10, chaque individu peut remplir un carnet pour un jour de semaine hors week-end et un carnet pour un jour de week-end.
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Lorsquâun individu est enquĂȘtĂ©, cela implique nĂ©cessairement que son Ă©ventuel conjoint le soit aussi8, les deux conjoints remplissent leur carnet le mĂȘme jour. LâĂ©chantillon retenu pour lâanalyse comprend les mĂ©nages pour lesquels :
- La personne de rĂ©fĂ©rence vit en couple avec un autre membre du mĂ©nage9. - Le mĂ©nage ne comprend quâun couple dâadultes (avec ou sans enfants) : les possibles
colocations ou mĂ©nages complexes (hĂ©bergement de parents ou de proches) sont exclus de lâanalyse.
- Au moins un des membres du couple est actif. En outre, sont exclus les couples dont lâun des conjoints ne peut exercer dâactivitĂ© (Ă©tudiant, retraitĂ©, handicapĂ©...).
- Seuls les couples dans lesquels les deux conjoints ont renseignĂ© les carnets sont retenus (ces carnets peuvent ĂȘtre remplis pour un jour de semaine ou de week-end).
- Ne sont retenus que les couples dont les deux conjoints sont ĂągĂ©s de 25 Ă 55 ans. - Sont exclus les couples du mĂȘme sexe. En effet leur faible reprĂ©sentation dans les bases ne
permet pas un contrĂŽle dans lâanalyse Ă©conomĂ©trique. Les Ă©chantillons retenus pour les statistiques descriptives comprennent 3334 couples pour 1985-86, 2761 pour 1998-99 et 2875 pour 2009-10. Les couples et individus pour lesquels certaines variables nĂ©cessaires Ă la conduite de lâanalyse Ă©conomĂ©trique ne sont pas renseignĂ©es ont Ă©tĂ© retirĂ©s, ce qui conduit pour lâenquĂȘte de 1998-99 et celle de 2009-10 Ă des Ă©chantillons comprenant 2715 et 2873 couples respectivement. Le travail domestique intermĂ©diaire comprend les activitĂ©s suivantes : couture, shopping, rĂ©paration, jardinage, pĂȘche. Le travail domestique restreint comprend les activitĂ©s suivantes : cuisine, vaisselle, linge, rangement, gestion, trajets, soins aux enfants, soins aux adultes, divers. La nomenclature des activitĂ©s liĂ©es au travail domestique restreint, pĂ©rimĂštre retenue dans lâanalyse, est dĂ©taillĂ©e pour les trois enquĂȘtes dans le tableau A1 (annexe).
********************************************************************************** Le premier constat est celui dâune persistance de lâinĂ©galitĂ© dans la rĂ©partition des tĂąches familiales et domestiques. Le graphique 1 indique que les activitĂ©s les plus chronophages sont rĂ©alisĂ©es par les femmes quelle que soit lâannĂ©e considĂ©rĂ©e. La rĂ©partition sexuĂ©e des tĂąches est toujours marquĂ©e par le genre des tĂąches domestiques (Zarca, 1990). Les tĂąches dites « fĂ©minines », câest-Ă -dire celles qui au regard des normes de genre sont lâapanage des femmes (cuisine, linge, mĂ©nage, enfants...) sont toujours majoritairement rĂ©alisĂ©es par les femmes et inversement celles dites « masculines », câest-Ă -dire celles qui sont assignĂ©es socialement aux hommes (bricolage, jardinage) par les hommes. Lâentretien du linge (ainsi que la couture, mais pour un faible volume de temps) demeure lâactivitĂ© la plus marquĂ©e par le genre avec une part de plus de 90% assumĂ©e par la conjointe (Kaufmann, 1992). Enfin, certaines tĂąches comme « gestion du mĂ©nage » sont effectuĂ©es Ă part presque Ă©gale et peuvent ĂȘtre assimilĂ©es Ă des tĂąches dites « nĂ©gociables ».
En 1985-86, les femmes vivant en couple assumaient 81% des tĂąches du pĂ©rimĂštre restreint qui rassemble les activitĂ©s les plus contraignantes du quotidien (mĂ©nage, cuisine, vaisselle, linge,âŠ). Elles 8 En pratique, il est courant que lâun des deux conjoints ne remplisse pas le carnet correctement, ce qui oblige Ă ne pas retenir ces couples dans lâĂ©chantillon dans la mesure oĂč lâon intĂ©resse au temps de travail domestique total rĂ©alisĂ© dans le couple, ce qui induit un phĂ©nomĂšne dâattrition. 9 Seule lâenquĂȘte emploi du temps 2009-10 dispose dâune variable relative au fait que les conjoints vivent ensemble depuis plus dâun an, et cette variable est mal renseignĂ©e : ne pas retenir les couples pour lesquels la valeur est manquante aurait conduit Ă rĂ©duire la taille de lâĂ©chantillon de 1108 couples. Le module « dĂ©cision dans les couples » qui comprend une variable relative Ă la durĂ©e de lâunion est exploitĂ© pour lâannĂ©e 2009-10, afin de conforter les rĂ©sultats obtenus.
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rĂ©alisaient 55% des tĂąches domestiques du pĂ©rimĂštre intermĂ©diaire, les hommes participant davantage aux activitĂ©s de semi-loisir (bricolage, jardinage,âŠ). Le volume de travail domestique rĂ©alisĂ© dans les couples, notamment pour les activitĂ©s du type « cuisine », « rangement », « couture », « linge », « vaisselle » a baissĂ© au cours de la pĂ©riode. Ces Ă©volutions sont conformes aux tendances gĂ©nĂ©rales observĂ©es, et sâexpliquent par un accroissement de lâĂ©quipement des mĂ©nages en Ă©lectromĂ©nager et un recours accru Ă des services du type « livraison Ă domicile » (Ricroch, 2012). Le temps consacrĂ© aux enfants a augmentĂ© et la part rĂ©alisĂ©e par les femmes a diminuĂ© sous lâeffet dâun accroissement du temps consacrĂ© par les pĂšres Ă leurs enfants. Les deux parents souhaitent sâinvestir davantage dans lâĂ©ducation de leurs enfants, et les activitĂ©s impliquant les enfants ne sont pas facilement transfĂ©rĂ©es dâun parent Ă lâautre : par exemple, le temps parental dâune personne en emploi nâest pas sensiblement affectĂ© par le chĂŽmage de son conjoint (PailhĂ© et Solaz, 2008). Pour autant la nature des tĂąches parentales reste sexuĂ©e : les femmes consacrent davantage de temps aux activitĂ©s du type « suivi scolaire, trajets, organisation des temps de vie » et les hommes au loisir et Ă la socialisation des enfants (Champagne, PailhĂ© et Solaz, 2015 ; Bloss, 2009).
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Dans la suite de lâarticle, lâanalyse statistique se limite au pĂ©rimĂštre restreint du travail domestique. Il comprend les activitĂ©s domestiques les plus contraignantes du quotidien : cuisine, vaisselle, linge, rangement et mĂ©nage, gestion du mĂ©nage, les trajets, sâoccuper des enfants, les soins aux adultes, divers10. Il sâagit de la dĂ©finition retenue par Roy (2012). Sont donc exclues les tĂąches considĂ©rĂ©es comme intermĂ©diaires ou de semi-loisir : la couture, la rĂ©paration, le jardinage, la pĂȘche, etc. Quelle que soit lâannĂ©e considĂ©rĂ©e, la part rĂ©alisĂ©e par la femme est dâautant moins importante que son niveau dâĂ©ducation est Ă©levĂ©. A contrario plus le niveau dâĂ©ducation de lâhomme est Ă©levĂ©, plus la part de travail domestique quâil rĂ©alise est importante (graphiques 2a et 2b). Ceci est conforme aux rĂ©sultats dâautres travaux portant sur ce thĂšme (Anxo, 2002 ; Bianchi et al., 2000, Gershuny, 2000). Par ailleurs, le volume de travail domestique total dĂ©croĂźt avec les revenus du couple, ce qui est dĂ» Ă lâexternalisation dâune part plus importante de travail domestique (en ayant recours par exemple Ă une aide-mĂ©nagĂšre).
La rĂ©partition des tĂąches domestiques en fonction des professions exercĂ©es par lâhomme dans le couple (graphique 3) indique la persistance dâun pĂŽle « conservateur » composĂ© des agriculteurs et des artisans et indĂ©pendants et un pĂŽle « moderniste » formĂ© des cadres, professions intermĂ©diaires et des employĂ©s (Zarca, 1990).
10 Entretien chauffage et eau, autres activitĂ©s dâentretien de la maison, dĂ©mĂ©nagement
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Le tableau 2 prĂ©sente lâĂ©volution du temps hebdomadaire consacrĂ© au travail domestique et au travail marchand des femmes et des hommes vivant en couple, selon le statut marital. Les donnĂ©es issues des trois enquĂȘtes ne sont pas parfaitement comparables (Brousse, 2015). Le temps de travail domestique des femmes vivant en union libre sâest rĂ©duit sur 25 ans (de 1h21 par semaine) mais celui des femmes mariĂ©es a baissĂ© de façon plus marquĂ©e (baisse de 5h44 par semaine) ; lâĂ©cart entre les deux est passĂ© de 5h21 en 1985-86 Ă 58 minutes en 2009-10. LâĂ©cart entre temps de travail marchand des femmes mariĂ©es et celles vivant en union libre sâest lui aussi sensiblement rĂ©duit passant de 1h20 en 1998-99 Ă 17 minutes en 2009-10. Enfin, le temps de travail consacrĂ© par les femmes aux tĂąches domestiques est inversement liĂ© Ă celui quâelles consacrent au temps de travail marchand: en 2009-10, une femme sans emploi consacrait en moyenne un peu plus de 27 heures par semaine aux tĂąches domestiques (soit 85% du travail domestique rĂ©alisĂ© dans le couple) contre un peu plus de 18 heures (75%) pour une femme travaillant Ă temps partiel, et 15 heures et 30 minutes pour celle travaillant Ă temps plein (70%)11. Cette tendance vaut Ă©galement pour les hommes mais pour un temps de travail domestique beaucoup plus faible : en 2009-10, un homme travaillant Ă temps plein consacrait en moyenne 6 heures et 30 minutes aux tĂąches domestiques, soit moins de la moitiĂ© quâune femme travaillant Ă temps plein. Sâagissant de la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme, dans les annĂ©es 1980 et 1990, lâĂ©cart entre couples mariĂ©s et ceux vivant en union libre Ă©tait important (graphique 4) : en moyenne les femmes rĂ©alisaient 80,9% en 1985-86 (82,2% en 1998-99) des tĂąches domestiques dans les couples mariĂ©s contre 75,1% en 1985-86 (75,1% en 1998-99) pour les couples vivant en union libre. En revanche, en 2009-10, la part du travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes est sensiblement la mĂȘme quâelles soient mariĂ©es (73,5%) ou quâelles vivent en union libre (72%). Ce rapprochement est le fruit de deux mouvements distincts : la part rĂ©alisĂ©e par la femme a sensiblement baissĂ© dans les couples mariĂ©s, ce qui sâinscrit dans 11 En 1998-99, une femme sans emploi consacrait en moyenne un peu moins de 30 heures par semaine aux tĂąches domestiques (soit 90% du travail domestique rĂ©alisĂ© dans le couple) contre plus de 20 heures pour une femme travaillant Ă temps partiel (83%), et plus de 17h pour celle travaillant Ă temps plein (78%). En 1985-86, une femme sans emploi consacrait en moyenne un peu plus de 32 heures par semaine aux tĂąches domestiques (soit 89% du travail domestique rĂ©alisĂ© dans le couple) contre un peu plus de 21 heures pour une femme travaillant Ă temps partiel (80%), et un peu plus de 18h pour celle travaillant Ă temps plein (76%).
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la tendance gĂ©nĂ©rale Ă la baisse du temps consacrĂ© par les femmes au travail domestique. Ainsi le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail dans les couples mariĂ©s sâest rapprochĂ© de celui des couples vivant en union libre. ParallĂšlement lâintroduction du pacs en 1999 a modifiĂ© le contexte institutionnel : les femmes pacsĂ©es sont celles qui rĂ©alisent la part de travail domestique la plus faible (65,1%). Les hommes pacsĂ©s rĂ©alisent 2 heures et 28 minutes de plus de travail domestique que les hommes mariĂ©s, contre un Ă©cart de seulement 2 minutes entre les hommes mariĂ©s et ceux vivant en union libre. Les hommes mariĂ©s consacrent 1 heure et 13 minutes de plus au travail marchand que les hommes pacsĂ©s. Les hommes pacsĂ©s sont davantage investis dans la sphĂšre familiale que les hommes mariĂ©s ou vivant en union libre.
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Tableau 2 Temps de travail domestique et marchand pour les deux conjoints selon le statut marital
Pacs Ecart mariage/pacs
1985-86 1998-99 2009-10 1985-86 1998-99 2009-10 2009-10 1985-86 1998-99 2009-10 2009-10Temps de travail marchand de lafemme
34h38min 32h21min 33h57min 36h50min 33h41min 34h14min 34h47min -2h12min -1h20min -17min -50 min
Part de travail marchand réalisée par la femme (en %)
44,9 45,6 45,8 47,4 46.8 46,4 46,8-2.5 pts
de%-1.2 pts de
%-0,6pts de
%-1pts de%
Temps de travail domestique de lafemme
23h23min 20h47min 17h39min 18h02min 17h38min 16h41min 15h45min 5h21min 3h09min 58min 1h54min
Part de travail domestique réalisée par la femme (en %)
80,9 82,2 73,5 75,1 75,1 72 65,1 5,8pts de% 7,1pts de %
1,5pts de %
8,4pts de %
Effectifs (nombre de couples) 3091 2240 2014 243 521 683 178Sources : EnquĂȘtes emploi du temps, 1985-86, 1998-99, 2009-10, Insee.Champs : Couples cohabitants dont les deux membres ont rempli les carnets et dans lesquels au moins l'un des conjoints est actif.
6h28min 8h54min -2h28-28min -1h04min -2minTemps de travail domestique delâhomme
5h12min 4h34min 6h26min 5h40min 5h38min
39h14min 39h05min 1h13 min52min 23min 1h04min
Moyennes par semaineMariage Union libre Ecart mariage/union libre
Temps de travail marchand delâhomme
41h39min 38h4min 40h18min 40h47min 37h41min
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Ces Ă©carts sont en partie dus Ă des diffĂ©rences de profil des couples selon leur type dâunion. Certaines formes dâunions peuvent attirer des individus ayant des caractĂ©ristiques particuliĂšres en termes de niveau dâĂ©ducation, de salaire, de nombre dâenfants Ă charge par exemple. Les individus pacsĂ©s sont plus diplĂŽmĂ©s que les autres types de couples, ils sont plus jeunes (annexe 2, tableau A2.2). Ces diffĂ©rences peuvent expliquer que les pacsĂ©s soient plus Ă©galitaires que les couples mariĂ©s ou ceux vivant en union libre en 2009-10.
2.2 Une estimation de la part de travail domestique réalisée par la femme
Les statistiques descriptives indiquent que la rĂ©partition du travail domestique ainsi que le volume rĂ©alisĂ© dans les couples est sensible aux caractĂ©ristiques individuelles des membres du couple (niveau de diplĂŽme, statut dâemploi des deux conjoints, type de profession, etc.). De mĂȘme, la composition du mĂ©nage (nombre dâenfants par exemple) est un facteur important Ă prendre en compte. Afin de comparer les degrĂ©s de spĂ©cialisation des couples en fonction du statut marital toutes choses Ă©gales par ailleurs, la part du travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme dans le couple est estimĂ©e pour les trois enquĂȘtes emploi du temps, dans un premier temps Ă partir de la mĂ©thode des moindres carrĂ©es ordinaires (MCO). Le champ dâanalyse est celui utilisĂ© pour les statistiques descriptives (encadrĂ©).
La variable à expliquer est la part de travail domestique réalisée par la femme dans le couple. Elle est définie comme le ratio entre le temps de travail domestique réalisé par la femme et le temps de travail domestique réalisé par les deux membres du couple. Les variables explicatives regroupent des caractéristiques individuelles et des caractéristiques du couple (tableau 3). Le couple de référence est un couple marié, biactif à temps plein, les deux conjoints ayant un diplÎme inférieur au Bac, sans enfant à charge et résidant dans une zone urbaine. Les résultats obtenus sont interprétés par rapport à cette référence.
Certains carnets sont remplis un jour de week-end et dâautres un jour de semaine. Or lâutilisation du temps et sa rĂ©partition entre conjoints varient le week-end et la semaine. Afin dâen tenir compte, une indicatrice permettant de contrĂŽler le type de jour durant lequel le carnet a Ă©tĂ© rempli est introduite dans lâestimation. Pour lâenquĂȘte 2009-10, la variable « carnet » prend la valeur 1 si les conjoints ont rempli leur carnet respectif durant un jour de semaine (2 carnets pour le mĂ©nage), la valeur 2 si les deux conjoints ont rempli leur carnet respectif durant le week-end (2 carnets pour le mĂ©nage)12 et la valeur 3 si un des conjoints a rempli deux carnets et lâautre un seul (3 carnets pour le mĂ©nage). La rĂ©fĂ©rence correspond Ă la situation dans laquelle les deux conjoints ont rempli chacun deux carnets (donc 4 carnets pour le mĂ©nage). Pour les enquĂȘtes 1985-86 et 1998-99, la variable « week-end » prend la valeur 1 si les carnets ont Ă©tĂ© remplis le week-end. Quelle que soit lâannĂ©e dâobservation, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme est plus faible le week-end, les hommes sâimpliquent donc davantage le week-end.
De mĂȘme les estimations indiquent que la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme est dâautant plus faible que le niveau de revenu du mĂ©nage est Ă©levĂ©. Les couples ayant des revenus plus Ă©levĂ©s
12 Les conjoints remplissent leur carnet individuel le mĂȘme jour.
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externalisent davantage de tĂąches domestiques, notamment celles qui sont rĂ©alisĂ©es par la femme (le mĂ©nage et le soin du linge notamment)13. Les variables relatives Ă lâĂ©quipement en Ă©lectromĂ©nager indiquent quâen 1985-86 dĂ©tenir un lave-linge rĂ©duisait de 4,3 points de pourcentage la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme : le soin du linge, qui est une tĂąche surtout rĂ©alisĂ©e par les femmes, est une activitĂ© chronophage en lâabsence de lave-linge. En 1998-99 et 2009-10, cette variable perd sa significativitĂ© ce qui peut sâexpliquer par lâaccroissement du taux dâĂ©quipement des mĂ©nages : Ă la fin des annĂ©es 1990 la plupart des mĂ©nages ayant les caractĂ©ristiques de lâĂ©chantillon retenu dĂ©tiennent un lave-linge.
Le pouvoir de nĂ©gociation de chaque membre du couple est approximĂ© par le salaire relatif des deux conjoints14. Lâintroduction de cette variable sâinspire des modĂšles de nĂ©gociation (section 1) et sâappuie sur les analyses statistiques, notamment Ponthieux et Schreiber (2006) qui indiquent que la part de travail domestique et familiale rĂ©alisĂ©e par la femme dans les couples de salariĂ©s Ă temps plein, est dâautant plus faible que son salaire est Ă©levĂ©. Le pouvoir de nĂ©gociation est dĂ©fini comme lâĂ©cart de salaire entre les deux conjoints rapportĂ©s Ă la somme des deux salaires15. Par dĂ©finition, le salaire des femmes inactives nâest pas observĂ©. Une Ă©quation de salaire qui tient compte de la sĂ©lection sur le marchĂ© du travail a Ă©tĂ© estimĂ©e afin de leur attribuer un salaire potentiel (voir les rĂ©sultats de lâestimation en annexe 3, tableau A3) 16. Il correspond au salaire auquel ces femmes pourraient prĂ©tendre au regard de leurs caractĂ©ristiques observables (diplĂŽme, expĂ©rience professionnelle passĂ©eâŠ) ; lâĂ©tat du marchĂ© du travail nâest pas pris en compte, bien que cela puisse peser sur le niveau du salaire potentiel des femmes inactives et sur leur possibilitĂ© rĂ©elle dâobtenir un emploi si elles en cherchaient un. La femme rĂ©alise une moindre part de travail domestique lorsque son pouvoir de nĂ©gociation dans le couple sâaccroĂźt. Cet effet nâest significatif que pour lâannĂ©e 2009-10.
13 Lâeffet non significatif des variables relatifs au recours Ă une aide extĂ©rieure rĂ©munĂ©rĂ©e pour 2009-10 sâexplique par le fait que lâinformation apportĂ©e par cette variable est redondante avec celle du niveau de revenu.
14 Dâautres paramĂštres influencent le pouvoir de nĂ©gociation des individus dans le couple, notamment lâĂ©tat du marchĂ© du travail, ou encore le contexte juridique et institutionnel. Ce dernier dĂ©termine en partie les conditions financiĂšres de rupture du couple et donc modifie le pouvoir de nĂ©gociation de chaque membre du couple.
15 Deux variantes ont Ă©tĂ© testĂ©es : lâune dans laquelle le pouvoir de nĂ©gociation est dĂ©fini comme le ratio entre le salaire horaire de la femme et la somme des deux salaires horaires du couple, et lâautre par une variable indicatrice qui vaut 1 si le salaire de lâhomme est supĂ©rieur Ă deux fois le salaire de sa conjointe. Les diffĂ©rentes façons dâintĂ©grer dans lâanalyse le pouvoir de nĂ©gociation relatif des deux membres du couple ne modifient pas profondĂ©ment les rĂ©sultats.
16 Les informations relatives aux revenus salariaux ne sont pas disponibles pour lâenquĂȘte Emploi du temps 1985-1986. La variable mesurant le pouvoir de nĂ©gociation nâest donc pas utilisĂ©e pour cette enquĂȘte.
21
Tableau 3 : RĂ©sultats des estimations MCO
*** significativité au seuil de 1%, ** au seuil de 5% et * au seuil de 10%.
Part du travail domestique réalisé par la femmes Coef. Std. Err. Coef. Std. Err. Coef. Std. Err.
Effecti f (couples )
Temps de trava i l domestique tota l -0,00005* 0,00002 -0,00011*** 0,00003 -0,00009*** 0,00003
Carnets 2009-10
1 0,004 0,009
2 -0,016 0,013
3 0,001 0,04
Carnet weekend 1998-99 et 1985-86 -0,017* 0,007 -0,030*** 0,009
Revenu par uc 2009-10
2 -0,032* 0,013
3 -0,024* 0,014
4 -0,019 0,016
Revenu 1998-99 et 1985-86
1 -0,036*** 0,013
2 -0,040* 0,017Recours à une a ide-ménagÚre rémunérée 2009-10 et 1998-99
0,005 0,009 -0,001 0,009
Recours à une a ide-ménagÚre non rémunérée 2009-10
-0,001 0,013
Recours à une a ide-ménagÚre rémunérée ou non 1985-86
-0,008 0,009
Micro-onde 0,012 0,01 0,032* 0,015
Lave-va issel le -0,003 0,007 -0,008 0,009 -0,005 0,011
Lave-l inge -0,043* 0,023 0,034 0,036 -0,004 0,046
Inactivi té Homme -0,085* 0,034 -0,183* 0,075
Inactivi té Femme 0,138*** 0,008 0,129*** 0,012 0,138*** 0,015
Temps partiel Homme -0,045*** 0,015 -0,080* 0,035 -0,049* 0,029
Temps partiel Femme 0,062*** 0,01 0,051*** 0,013 0,042*** 0,014
ChĂŽmage Homme -0,128*** 0,017 -0,141*** 0,019 -0,125*** 0,018
ChĂŽmage Femme 0,122*** 0,016 0,118*** 0,016 0,123*** 0,019
Pouvoir négociation -0,039 0,035 -0,133*** 0,029
Pacs -0,045* 0,018
Union l ibre -0,013 0,012 -0,035*** 0,011 -0,005 0,011
Age moyen du couple 0,002*** 0 0,003*** 0,001 0,001* 0,001
Ecart d'Ăąge -0,001 0,001 -0,002 0,001 -0,002* 0,001
Niveau Bac Femme -0,025* 0,01 0,014 0,013 -0,017 0,014
Niveau supérieur au Bac Femme -0,030*** 0,01 -0,032* 0,015 -0,017 0,012
Niveau Bac Homme -0,038*** 0,01 -0,022 0,014 -0,066*** 0,016
Niveau supérieur au Bac Homme -0,067*** 0,011 -0,045*** 0,015 -0,060*** 0,011
Présence enfant 0,018* 0,008 0,026* 0,011 -0,020* 0,011
Présence enfant moins de 3 ans -0,002 0,008 0,01 0,013 0,017 0,013
Zone rura le 0,027*** 0,007 0,013 0,009 0,008 0,009
Constante 0,753 0,032 0,695 0,047 0,722 0,058
2009-101998-991985-86
3334 2715 2875
22
ConformĂ©ment Ă la littĂ©rature, le temps de travail marchand des deux conjoints joue un rĂŽle important dans le partage des tĂąches : une moindre insertion dans lâemploi dâun des membres du couple (inactivitĂ©, temps partiel ou chĂŽmage) implique quâil ou elle augmente sa participation aux tĂąches domestiques. Lâeffet de la mono-activitĂ© sur la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes est positif et significatif pour les trois enquĂȘtes : dans les couples oĂč la femme est inactive, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme est plus importante, dâenviron 14 points de pourcentage. De mĂȘme, lâinactivitĂ© de lâhomme rĂ©duit la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme, lâeffet est de lâordre de 8,5 points de pourcentage en 1985-86 et autour de 18 points de pourcentage en 2009-1017. En 25 ans, on observe une plus grande substituabilitĂ© des temps sociaux pour les hommes, et potentiellement une moindre importance de lâidentitĂ© de genre (voir la revue de littĂ©rature). Le travail Ă temps partiel et le chĂŽmage de lâhomme influencent nĂ©gativement la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme, et celle-ci est dâautant plus importante si la femme travaille Ă temps partiel ou est au chĂŽmage. Ce surcroĂźt de travail domestique rĂ©alisĂ© par les hommes inactifs, Ă temps partiel ou au chĂŽmage, ne compense pas lâĂ©cart de travail domestique avec la conjointe, de fait la rĂ©partition reste inĂ©galitaire.
ConformĂ©ment aux attentes, plus le niveau dâĂ©ducation de lâhomme est Ă©levĂ©, plus il participe aux tĂąches domestiques. Inversement, la part rĂ©alisĂ©e par la femme est dâautant plus faible que son niveau dâĂ©ducation est Ă©levĂ©. Les femmes plus Ă©duquĂ©es ont un pouvoir de nĂ©gociation renforcĂ©18 et inversement les hommes plus Ă©duquĂ©s adhĂšrent en moyenne Ă des valeurs plus Ă©galitaires (Dominguez-Folgueras, 2012). En 1985-86 et 1998-99, la prĂ©sence dâenfant dans le mĂ©nage accroĂźt significativement la part du travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme pour un effet de lâordre de 2 points de pourcentage. Pour lâannĂ©e 2009-10, cet effet se renverse, et la prĂ©sence dâenfant rĂ©duit la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme (de 2 points de pourcentage). Cette tendance reflĂšte lâinvestissement plus important des hommes dans la famille et en particulier dans le soin aux enfants19. En revanche la prĂ©sence dâun enfant de moins de 3 ans nâa pas dâinfluence significative sur la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme : le modĂšle contient dâautres variables qui capturent cet effet en apportant des informations redondantes comme les variables relatives au temps de travail, les femmes ajustant leur temps de travail au moment de lâarrivĂ©e des enfants (PailhĂ© et Solaz, 2010).
Enfin, lâeffet des variables relatives au statut marital sur la division sexuĂ©e du travail dans les couples Ă©voluent selon les enquĂȘtes considĂ©rĂ©es. En 1985-86, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes vivant en union libre nâest pas significativement diffĂ©rente de celles des femmes mariĂ©es, alors quâen 1998-99, elle est plus faible dâenviron 3,5 points de pourcentage. En 2009-10, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes vivant en union libre nâest pas significativement diffĂ©rente de celle rĂ©alisĂ©e par les femmes mariĂ©es, ce rĂ©sultat est conforme Ă celui de Bianchi et al. (2014) qui sâappuie sur
17 Pour lâannĂ©e 1998-99, seul un couple se trouvait dans cette configuration.
18 Pour lâannĂ©e 2009-10, lâeffet de lâĂ©ducation de la conjointe est plus faible et moins significatif que pour les deux autres enquĂȘtes, mais lâeffet de la variable « pouvoir de nĂ©gociation », calculĂ©e Ă partir des salaires relatifs des deux conjoints, est significatif alors quâil ne lâest pas en 1998-99 et quâil nâest pas introduit pour lâannĂ©e 1985-86. Les deux variables « Ă©ducation de la conjointe » et « pouvoir de nĂ©gociation » capturent en partie le mĂȘme effet.
19 Les estimations réalisées en écartant les activités directement liées aux enfants indiquent que cet effet négatif persiste.
23
des moyennes individuelles. En revanche, les femmes vivant dans un couple pacsĂ© rĂ©alisent, toutes choses Ă©gales par ailleurs, une part du travail domestique plus faible dâenviron 4,5 points de pourcentage de moins que les femmes mariĂ©es. Il est possible que ce partage plus Ă©galitaire des tĂąches au sein des couples pacsĂ© sâexplique par une plus grande implication des pĂšres pacsĂ©s auprĂšs de leurs enfants relativement aux pĂšres mariĂ©s. Il ne sâagirait pas alors dâun partage plus Ă©galitaire au regard des normes de genre mais plutĂŽt un rapport diffĂ©rent Ă la paternitĂ©. Les estimations conduites pour les activitĂ©s hors « soins aux enfants » indiquent que la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes pacsĂ©es est de 5 points de pourcentage infĂ©rieure Ă celle rĂ©alisĂ©e par les femmes mariĂ©es20. Les couples pacsĂ©s optent donc pour une rĂ©partition plus Ă©galitaire du travail domestique que les couples mariĂ©s, indĂ©pendamment des activitĂ©s directement liĂ©es aux enfants.
Les donnĂ©es disponibles dans les trois enquĂȘtes ne permettent pas de tenir compte de la trajectoire matrimoniale des couples (nombres dâunions prĂ©cĂ©dant celle observĂ©e, et type dâunion passĂ©e, durĂ©e de lâunion observĂ©eâŠ). Or cela influence la rĂ©partition du travail domestique dans les couples. Le module « DĂ©cisions dans les couples » adossĂ© Ă lâenquĂȘte emploi du temps 2009-10 intĂšgre des questions relatives au passĂ© matrimonial des personnes interrogĂ©es. La durĂ©e de lâunion observĂ©e peut ĂȘtre calculĂ©e Ă partir de la date de rencontre des deux conjoints. Cependant, le pacs nâayant Ă©tĂ© introduit quâen 1999, la durĂ©e des couples pacsĂ©s est nĂ©cessairement plus faible que celles des autres couples. Par ailleurs, parmi les couples qui se sont mariĂ©s avant 1999, certains auraient optĂ© pour le pacs si le dispositif avait existĂ©. Des informations relatives au nombre dâunions passĂ©es, et aux types dâunions passĂ©es sont disponibles. NĂ©anmoins, la taille restreinte de lâĂ©chantillon implique une perte de significativitĂ© pour de nombreux coefficients. Un Ă©chantillon de couples ne comprenant que ceux dĂ©clarant ne pas avoir eu dâautre union avant celle observĂ©e est retenu. Lâeffet de la durĂ©e de lâunion sur la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme est positif mais non significatif. Lâeffet du pacs reste nĂ©gatif et significatif au seuil de 10% : en tenant compte de la durĂ©e de lâunion observĂ©e, les couples pacsĂ©s sont plus Ă©galitaires que les couples mariĂ©s alors que les couples vivant en union libre ne le sont pas. Les couples vivant en union libre Ă©taient plus Ă©galitaires que les couples mariĂ©s dix ans auparavant.
Deux phĂ©nomĂšnes peuvent expliquer ce rĂ©sultat. Le premier concerne la tendance Ă la baisse du temps de travail domestique des femmes, documentĂ©e dans la littĂ©rature (section 1). Ainsi, le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail dans les couples mariĂ©s sâest rĂ©duit et a progressivement rejoint celui observĂ© dans les couples vivant en union libre. Le second concerne un dĂ©placement des valeurs selon le statut marital en lien avec lâintroduction du pacs Ă la fin des annĂ©es 1990. En effet, le recours au pacs est associĂ© Ă un systĂšme de valeurs reposant sur une perception moins diffĂ©rentialiste des rapports sociaux de sexes que le choix du mariage (Rault, 2007 ; Rault et Letrait, 2010). Pour tester cette hypothĂšse, il convient de construire un contrefactuel permettant dâestimer ce quâaurait Ă©tĂ© la division sexuĂ©e du travail dâun couple mariĂ© si ce couple avait optĂ© pour le pacs ou pour lâunion libre.
2.3. Une estimation par la mĂ©thode dâappariement
Cette section vise Ă prĂ©ciser les rĂ©sultats issus de lâestimation par la mĂ©thode des MCO. En effet, le choix du statut marital nâest pas un Ă©vĂšnement alĂ©atoire. Ainsi, plusieurs effets, dĂ©jĂ identifiĂ©s, peuvent
20 Les résultats ne sont pas présentés pour plus de lisibilité.
24
expliquer de façon non exclusive les uns des autres les différences de répartition des tùches dans les couples selon le statut marital (schéma) :
Lâeffet « caractĂ©ristiques observables » se rapporte Ă lâeffet dâauto-sĂ©lection des couples dans les diffĂ©rents types dâunion Ă partir de leurs caractĂ©ristiques observables. Certaines caractĂ©ristiques socio-Ă©conomiques favorisent la division sexuĂ©e du travail au sein du couple, et elles peuvent aussi ĂȘtre associĂ©es Ă un type dâunion particulier. Ce nâest alors pas lâunion elle-mĂȘme qui conditionne la division sexuĂ©e du travail, mais les caractĂ©ristiques particuliĂšres de ces couples. 21
Lâeffet « valeurs » (caractĂ©ristiques non-observables) se rapporte Ă lâeffet dâauto-sĂ©lection des couples Ă partir des valeurs auxquelles ils adhĂšrent. A profil Ă©gal, les couples optent pour une forme dâunion du fait des valeurs auxquelles ils adhĂšrent au regard des normes de genre notamment22.
Lâeffet « statut marital » se rapporte Ă lâeffet causal entre le choix du type dâunion et le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail dans le couple. Cet effet est indĂ©terminĂ© a priori.
Lâestimation par les MCO ne permet pas lâidentification de ces diffĂ©rents effets.
LâĂ©cart en matiĂšre de la division sexuĂ©e du travail selon le statut marital obtenu par les MCO pourrait ĂȘtre reprĂ©sentĂ© comme suit :
đž(đŠđ1|đđđđ = 1) â đž(đŠđ0|đđđđ = 0)ïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœđđđ đđđŁĂ©
=
(đž(đŠđ1 â đŠđ0|đđđđ = 1)ïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœđđđđđĄ đ đĄđđĄđąđĄ đđđđđĄđđ
+ (đž(đŠđ0|đđđđ = 1) â đž(đŠđ0 |đđđđ = 0)ïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœïżœđđđđđ đđąđĄđâđ Ă©đđđđĄđđđ(đ„ đđđ đđŁđđđđđ +đđđđđĄ đŁđđđđąđ)
đŠđđ est la part du travail domestique restreint rĂ©alisĂ©e par la femme dans le couple i. Lâindice đ dĂ©signant le couple et đ â 0,1 dĂ©termine le type de couple ; 0 pour les couples en union libre ou pacsĂ©s et 1 pour les couples mariĂ©s. La variable đđđ dĂ©signe le traitement, en lâoccurrence lâĂ©vĂšnement du mariage qui prend 1 si le couple a Ă©tĂ© mariĂ© et 0 si non.
La mĂ©thode dâappariement permet dâassocier Ă chaque couple mariĂ© un ou plusieurs couples non-mariĂ©s dont les caractĂ©ristiques socio-Ă©conomiques sont proches. LâhypothĂšse dâidentification de base sur laquelle repose la mĂ©thode dâappariement est celle de lâindĂ©pendance conditionnelle « unconfoundness » : si on suppose quâil existe un vecteur des caractĂ©ristiques observables đ„đqui capture le biais dâauto-
21 Par exemple, un faible niveau dâĂ©ducation des deux partenaires conduit Ă une plus forte division sexuĂ©e du travail dans le couple (voir les statistiques descriptives) et parallĂšlement les couples les moins Ă©duquĂ©s peuvent ĂȘtre plus enclins Ă se marier, dans ce cas ce nâest pas le mariage lui-mĂȘme qui engendre un partage inĂ©galitaire des tĂąches, mais plutĂŽt le niveau dâĂ©ducation des deux partenaires.
22 Les couples adoptant des valeurs Ă©galitaires peuvent ĂȘtre plus enclin Ă se pacser et les couples aux valeurs plus inĂ©galitaires, ou conservatrices au regard du modĂšle de Monsieur Gagnepain, peuvent plus facilement opter pour le mariage, et ceci indĂ©pendamment de leurs caractĂ©ristiques socio-Ă©conomiques.
25
sĂ©lection, donc conditionnellement auxđ„đ, le passage par le traitement « mariage » quel que soit le type de couples, est alĂ©atoire : đŠđ0 â„ đđđđ|đ„đ
Ce qui implique que : đž(đŠđ0|đđđđ = 1,đ„đ) = đž(đŠđ0|đđđđ = 0, đ„đ)
La part du travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme dans les couples mariĂ©s est comparĂ©e avec celle qui aurait prĂ©value si ces couples ne sâĂ©taient pas mariĂ©s. Un appariement entre les couples mariĂ©s et les couples non-mariĂ©s (en union libre ou pacsĂ©s pour lâenquĂȘte 2009-10) Ă partir des mĂȘmes caractĂ©ristiques permettrait de construire un contrefactuel parfait. En pratique, cet appariement nâest pas rĂ©alisable. Le problĂšme de lâappariement est rĂ©duit Ă une seule dimension ; un score de propension « Propensity score matching » est estimĂ© (Rosenbaum & Rubin 1983) :
đ(đ„đ) = Pr (đđđđ = 1|đ„đ) â [0,1]
Ce score de propension vĂ©rifie une propriĂ©tĂ© thĂ©orique importante. Il sâagit dâun score dâĂ©quilibrage ou « Balancing Score » : đ„ â„ đđđ|đ(đ„)
La distribution conditionnelle des x sachant p(x) est orthogonale au choix du statut marital. Cette propriĂ©tĂ© implique quâĂ lâintĂ©rieur des sous-groupes de couples possĂ©dant les mĂȘmes scores de propension p(x), la distribution des x devrait ĂȘtre identique entre les diffĂ©rents types de couples, quel que soit le statut marital.
Une fois conditionnĂ©e sur le score de propension, et Ă©tant donnĂ© lâhypothĂšse dâindĂ©pendance conditionnelle, lâindĂ©pendance entre la division sexuĂ©e du travail et le choix du statut marital est
Ă©galement satisfaite : đŠđ0 â„ đđđđ|đ„đđđđđđđđąđïżœâŻâŻâŻâŻâŻïżœ đŠđ0 â„ đđđđ|đ(đ„đ)
La probabilitĂ© de se marier est estimĂ©e sur lâensemble des couples. Les distributions de ce score pour les couples mariĂ©s et les couples en union libre (et pacsĂ©s pour 2009-10) sont comparĂ©es. Seuls les couples ayant un support commun de distributions sont retenus dans les estimations23. Lâappariement est ensuite rĂ©alisĂ© entre les couples mariĂ©s et les couples non-mariĂ©s (en union libre ou pacsĂ©s) ayant des scores de propension identiques. Les rĂ©sultats prĂ©sentĂ©s ci-dessous sâappuient sur la mĂ©thode dâappariement « Epanechnikov Kernel matching » : chaque couple mariĂ© est appariĂ© avec tous les couples non-mariĂ©s pondĂ©rĂ©s par leur distance en termes de score de propension24. On obtient ainsi un contrefactuel pour chaque couple mariĂ© :
đŠïżœđ0 =1đ0
ïżœ đ€đâČđŠđâČ , â đ â đâČ
đâČ|đđđ=0
oĂč đ€đâČ =Î((p(đ„đâČ)âđ(đ„đ)|â)
â Î(ïżœđ(đ„đâČ)âđ(đ„đ)|âïżœ)đâČ|đđđ=0 (Î:đžđđđđđâđđđđđŁ đŸđđđđđ)
23 LâhypothĂšse de lâindĂ©pendance conditionnelle est Ă©galement vĂ©rifiĂ©e avant dâeffectuer le processus dâappariement.
24 Des tests de robustesse basĂ©s sur dâautres mĂ©thodes ont Ă©galement Ă©tĂ© effectuĂ©s, mais ne sont pas prĂ©sentĂ©s ici.
26
La part du travail domestique effectuée par la femme dans chaque couple marié est comparée avec celle de son contrefactuel :
ÎïżœâđđđđđĄ đ đĄđđĄđąđĄ đđđđđĄđđ + đđđđđĄ đŁđđđđąđ
=1
đđđđ ïżœ (đŠđ1 â đŠïżœđ0)đđđđ
đ=1
Selon cette procĂ©dure, les Ă©carts estimĂ©s en matiĂšre de rĂ©partition des tĂąches entre les diffĂ©rentes formes dâunion ne peuvent pas ĂȘtre le fruit dâune auto-sĂ©lection des couples au regard de leurs caractĂ©ristiques observables. Ces Ă©carts peuvent ĂȘtre interprĂ©tĂ©s comme le rĂ©sultat de diffĂ©rences de caractĂ©ristiques non observĂ©es, comme les valeurs. Lâeffet « valeurs » expliquerait alors que des couples plus Ă©galitaires se concentrent sur certaine forme dâunion. Cette mĂ©thode ne permet pas de tenir compte de la relation de cause Ă effet entre type dâunion et degrĂ© de division sexuĂ©e du travail dans le couple. Un effet causal du « statut marital » sur la rĂ©partition du travail domestique ne pourrait ĂȘtre dĂ©duit que sâil Ă©tait possible dâajouter la dimension « valeur au regard de lâĂ©galitĂ© » dans lâappariement. Mais les donnĂ©es disponibles ne donnent aucune information sur ce point. Le tableau 4 donne les rĂ©sultats de la mĂ©thode dâappariement et les compare avec ceux obtenus avec les MCO.
Tableau 4 : Ecart estimé de la part du travail domestique réalisée par la femme selon le statut marital (erreurs-standards entre parenthÚses)
Pour lâenquĂȘte emploi du temps 1985-86, sur un Ă©chantillon de 2730 couples mariĂ©s et 183 couples en union libre, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme nâest pas affectĂ©e par le fait quâelle vive en union libre. Ceci peut sâexpliquer par le fait quâau dĂ©but des annĂ©es 1980, lâunion libre Ă©tait encore marginale et sâapparentait Ă un « prĂ©lude au mariage » ou un « test avant mariage ». La division sexuĂ©e du travail prĂ©cĂ©dait lâofficialisation de lâunion soit parce que les couples anticipaient dans leur mode dâorganisation quâils allaient se marier, soit parce quâune fois la spĂ©cialisation instaurĂ©e, ils finissaient par se marier (Villeneuve-Gokalp, 1990). Ainsi aucune diffĂ©rence significative en matiĂšre de division sexuĂ©e du travail nâest observĂ©e entre les deux formes dâunions.
Pour lâenquĂȘte emploi du temps 1998-99, lâĂ©chantillon est rĂ©duit Ă 1802 couples (1553 mariĂ©s et 249 en union libre) en excluant les couples en dehors du support commun. Le rĂ©sultat pour lâannĂ©e 1998-99
Mariage/Union libre Mariage/Pacs
1985-86 1998-99-1.26 -3.48*** -0.52 -4.54**
(0.012) (0.011) (0.011) (0.018)3334 2715 2873 2873
3091/243 2201/514 2013/683 2013/178Appariement -0.2 -5.9** -0.1 -8.6**
(0.015) (0.019) (0.016) (0.036)2913 1802 1907 1644
2730/183 1553/249 1459/448 1504/140Notes : Les valeurs sont exprimĂ©es en points de pourcentage.*** significativitĂ© au seuil de 1%, ** au seuil de 5% et * au seuil de 10%.§ Erreurs-standards sont obtenues par bootstrapping pour le modĂšle dâappariement.
2009-10
MCO
Obs. (couples)
Obs. (couples)
ModĂšle Mariage/Union libre
27
indique un effet significatif25 : la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par les femmes mariĂ©es auraient Ă©tĂ© de 5,9 points de pourcentage plus faible si ces femmes vivaient en union libre. Ce rĂ©sultat confirme celui obtenu par la mĂ©thode des MCO (avec laquelle lâeffet est de lâordre de 3,5 points de pourcentage). A la fin des annĂ©es 1990, lâunion libre se diffuse comme une alternative au mariage acceptĂ©e socialement. Les couples stabilisent leur union hors du mariage, lâarrivĂ©e des enfants ne les conduit pas Ă officialiser leur union (Toulemon, 1996). La division sexuĂ©e du travail dans ces couples est plus Ă©galitaire que celle qui sâĂ©tablit dans les couples mariĂ©s et ceci nâest pas dĂ» Ă un profil particulier de ces couples au regard de leurs caractĂ©ristiques sociodĂ©mographiques. Lâeffet « valeurs » peut expliquer cet Ă©cart : lâunion libre dans les annĂ©es 1990 attirait des personnes Ă la recherche dâun mode dâunion sâĂ©cartant de la norme conservatrice du mariage et portant des valeurs Ă©galitaires. A cela sâajoute un potentiel « effet statut marital », sans que lâon puisse prĂ©ciser le sens de la corrĂ©lation : il est possible que le mariage renforce le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail dans les couples, ou que les couples qui anticipent une spĂ©cialisation optent pour ce type dâunion. Barg et Beblo (2012) trouvent Ă©galement que les couples mariĂ©s allemands sont plus inĂ©galitaires que les couples vivant en union libre. Les donnĂ©es de panel allant de 1991 Ă 2008 leur permettent dâidentifier le sens de la causalitĂ© de lâeffet « statut marital » : les couples allemands se spĂ©cialiseraient avant de se marier, mais le mariage renforcerait ensuite le degrĂ© de spĂ©cialisation.
Pour lâenquĂȘte emploi du temps 2009-10, les rĂ©sultats confirment Ă©galement ceux obtenus Ă partir de la mĂ©thode des MCO : aucune diffĂ©rence significative en termes de division sexuĂ©e du travail ne ressort entre les couples mariĂ©s et ceux vivant en union libre. Ainsi, contrairement Ă ce qui est observĂ© pour les annĂ©es 1998-99, les couples vivant en union libre ne sont pas plus Ă©galitaires en matiĂšre de rĂ©partition du travail domestique que ne le sont les couples mariĂ©s. En revanche, dans les couples pacsĂ©s, la part de travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme est significativement plus faible de lâordre de 8,6 points de pourcentage26 que celle observĂ©e dans les couples mariĂ©s, avec un Ă©chantillon de 1504 couples mariĂ©s et 140 couples pacsĂ©s (lâĂ©cart est plus important que celui obtenu par la mĂ©thode des MCO, 4,5 points de pourcentage). Le pacs sâest diffusĂ© dans la sociĂ©tĂ©, il reprĂ©sente un mode dâunion institutionnalisĂ©, ouvrant droit notamment Ă lâimposition commune et offre une alternative au mariage. Les couples pacsĂ©s adoptent une division du travail moins inĂ©galitaire que les couples en union libre et mariĂ©s. Il est possible que ces diffĂ©rences soient dues Ă un effet « statut marital » : les couples pacsĂ©s se spĂ©cialiseraient moins que les couples mariĂ©s du fait de la moindre rĂ©gulation de cette forme dâunion, ou encore les couples mariĂ©s se spĂ©cialiseraient davantage du fait des protections associĂ©es au mariage. Mais cet effet « statut marital » ne permet pas dâexpliquer le cas des couples vivant en union libre, qui eux se spĂ©cialisent dans les mĂȘmes proportions que les couples mariĂ©s et ceci malgrĂ© lâabsence de rĂ©gulation de cette forme dâunion. Lâeffet « valeurs » offre une interprĂ©tation plus probable du rapprochement des deux types de couples au regard de la division sexuĂ©e du travail. Les couples mariĂ©s adhĂ©reraient Ă des valeurs moins conservatrices quâavant, si bien que lâeffet valeur ne jouerait plus entre couple mariĂ©s et couple vivant en union libre, mais le partage des tĂąches reste nĂ©anmoins inĂ©galitaire dans les deux types dâunion. ParallĂšlement, les couples adhĂ©rant Ă des valeurs Ă©galitaires seraient toutes choses Ă©gales par ailleurs attirĂ©s par le pacs, alors quâils optaient pour lâunion libre avant son introduction.
25 Une erreur-standard de 0.019. Les erreurs types sont obtenues par la méthode de « bootstrap ».
26 Erreur-standard de 0.036.
28
Ces interprĂ©tations mĂ©riteraient dâĂȘtre affinĂ©es en sâappuyant sur des donnĂ©es longitudinales. La durĂ©e des unions nâest pas observĂ©e dans les donnĂ©es utilisĂ©es, ni le passage dâun type dâunion Ă un autre. Or, le comportement du couple quant Ă la division du travail est susceptible de varier en fonction de la durĂ©e de vie en couple, du passĂ© marital des conjoints et Ă©galement de lâĂąge de la mise en couple des conjoints. Le module « DĂ©cisions dans les couples » permet nĂ©anmoins de tenir compte de la durĂ©e de lâunion observĂ©e pour lâannĂ©e 2009-10, sans que le rĂ©sultat nâen soit changĂ©.
3. Conclusion
Cet article complĂšte la littĂ©rature relative au partage des tĂąches domestiques selon le statut marital des couples pour le cas de la France. Lâunion libre, qui dans les annĂ©es 1980 Ă©taient encore perçue comme un prĂ©lude au mariage, sâest aujourdâhui diffusĂ©e comme un mode dâunion durable alternatif au mariage et socialement acceptĂ©. Le degrĂ© de division sexuĂ©e du travail sâest rĂ©duit pour les couples mariĂ©s, alors quâil est restĂ© stable pour les couples vivant en union. En 2009-10, la division sexuĂ©e du travail dans les couples en union libre est proche de celle observĂ©e dans les couples mariĂ©s (respectivement 72% et 73,5%). Les couples pacsĂ©s prĂ©sentent une organisation plus Ă©galitaire des tĂąches domestiques que les autres couples (65.1% du travail domestique est rĂ©alisĂ© par les femmes). Les estimations Ă©conomĂ©triques indiquent que cet Ă©cart nâest pas le fruit dâune auto-sĂ©lection des couples au regard de leurs caractĂ©ristiques observables, mais il sâagit plutĂŽt dâun effet « valeurs » : les couples optant pour le pacs adhĂ©reraient Ă des valeurs plus Ă©galitaires que les couples optant pour les deux autres formes dâunion. Autrefois plus inĂ©galitaires, les couples mariĂ©s sâorganisent aujourdâhui de la mĂȘme façon que les couples vivant en union libre et sur la base dâune rĂ©partition qui reste dĂ©favorable aux femmes.
La division sexuĂ©e du travail persiste, et ne sâest pas dissoute avec le dĂ©veloppement de lâunion libre. LâĂ©tat social français ne sâest pas renouvelĂ© autour dâun nouveau modĂšle de couple et reste entre deux modĂšles. Le premier est celui du mariage avec la symbolique patriarcale quâil comporte, et les protections et transferts qui lui sont associĂ©s. Il encourage au moins en partie la division sexuĂ©e des rĂŽles et il attire les couples aux valeurs plus conservatrices. Il sâaccompagne de protections en cas de rupture pour la conjointe (prestation compensatoire, droits sociaux dĂ©rivĂ©s). Le deuxiĂšme modĂšle est celui de lâunion libre qui ne tient pas compte du poids des normes de genre et de la persistance de la division sexuĂ©e du travail dans la famille. Le pacs, crĂ©Ă© en 1999, nâapporte quâune rĂ©ponse incomplĂšte en matiĂšre de rĂ©gulation, mais dans la mesure oĂč cette forme dâunion attire les couples adhĂ©rant Ă des valeurs Ă©galitaires, les consĂ©quences en termes dâinĂ©galitĂ©s femmes-hommes sont limitĂ©es. Le dĂ©calage entre les comportements genrĂ©s dans la rĂ©partition du travail domestique et le choix du statut marital fait peser un risque pour les femmes vivant en union libre comme le suggĂ©raient Martin et ThĂ©ry (2001).
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33
5. Annexes
Annexe 1 : Détail des activités retenues dans le périmÚtre du travail domestique restreint
Tableau A1 : Nomenclature des activités domestiques
Cuisine Vaisselle Linge Rangement Gestion 1985-86 311 -
Préparation et cuisson des aliments 312 - Epluchage des fruits et légumes
313 - Lavage de la vaisselle (y c. lâessuyer) 314 - Rangement de la vaisselle (y c. mettre le couvert ou dĂ©barrasser la table) 315 - Servir les repas, lâapĂ©ritif, le cafĂ©,âŠ
331 - Lessivage du linge (y c. trier, mettre ou enlever de la machine, Ă©tendre) 332 - Repassage du linge 334 - Rangement des vĂȘtements, dâun tiroir, dâun sac de sport,âŠ
321 - Nettoyage intĂ©rieur (balayage, lavage) 322 - Faire les lits 323 - Rangement dâune piĂšce 341 - Nettoyage extĂ©rieur (trottoir, ordures), gros travaux mĂ©nagers 345 - Rangement des courses dans le logement, charger ou dĂ©charger la voiture chez soi
343 - Divers (ex. faire ses comptes, quelques écritures, ranger des papiers ou la bibliothÚque) 361 - Services administratifs, bureaux 348 - Activités liées à des évÚnements tels que : accident, cambriolage, incendie, inondation,
1999-98 311 - Préparation et cuisson des aliments, épluchage 314 - Faire des conserves, gùteaux, confitures
312 - Lavage de la vaisselle, rangement de la vaisselle 313 - DĂ©barrasser la table, servir le repas
331 - Lavage du linge (y c. trier, mettre ou enlever de la machine Ă laver, l'Ă©tendre, le plier...) 332 - Repassage 335 - Rangement des vĂȘtements, prĂ©parer son sac
321 - Ménage et rangement (y c. rangement des courses) comprend : faire le nettoyage, lavage, faire ou défaire les lits, les préparer, rangement d'une piÚce, etc. 322 - Rangement des courses
342 - Faire ses comptes, écritures, courrier administratif comprend : courrier à votre banque, à I'EDF, aux télécoms, etc. (y.c. les appels téléphoniques liés à ces activités) 361 - Services administratifs, bureaux, etc. comprend : les attentes et queues pour des services administratif 369 - Services administratifs but pour un autre ménage
2009-10 311 - préparation et cuisson des aliments, épluchage
312 - Lavage de la vaisselle + rangement de la vaisselle, débarrasser la table 313 - Mettre la table, servir le repas
331 - Lavage du linge (y c. le trier, le mettre dans / sortir de la machine Ă laver, l'Ă©tendre) 332 â Repassage 335 - Rangement des vĂȘtements, prĂ©parer son sac, sa valise
322 - Rangement des courses, chargement et déchargement de la voiture 323 - Rangement et nettoyage extérieur 324 - Ménage et rangement (intérieur de la maison)
342 - Gestion du mĂ©nage : faire ses comptes, courrier administratif, 361 - Recours aux services administratifs (banques, avocats, notaires, dĂ©marches administratives (CAF)âŠ). Hors recherche d'emploi.
34
Trajets Soins aux enfants Soins aux adultes
Divers
1985-86 821 - A pied 822 - En voiture (y c. chercher, trouver une place pour se garer, se garer, fermer ou ouvrir la voiture) 823 - En 2 roues 824 - En transport collectif 825 - Autre
411 - Soins matĂ©riels aux nourrissons (jusquâĂ 1 an) 412 - Soins matĂ©riels aux enfants plus ĂągĂ©s (de 1 Ă 14 ans Ă peu prĂšs) 413 - Soins mĂ©dicaux hors domicile (visites chez le mĂ©decin, chez le dentiste et autres activitĂ©s hors domicile liĂ©es Ă la santĂ© des enfants y c. les attentes) 414 - Soins mĂ©dicaux Ă domicile 421 - Surveillance des devoirs et des leçons
431 - Soins personnels ou médicaux : les aider à se lever, les laver, les aider à manger, les soigner 432 - Divers (faire la valise)
342 - Entretien et approvisionnement pour chauffage et eau (y c. allumer le feu) 347 - Déménagement 344 - Ouverture et fermeture des volets, rentrer ou sortir la voiture du garage 346 - Aller chercher ou faire quelques choses au sous-sol, au grenier, au garage,⊠349 - Faire la chasse aux intrus de toute sorte, vérifier que tout va bien
1999-98 813 - Trajets liés aux enfants 819 - Trajets pour un autre ménage
411 - S'occuper des enfants comprend : donner le biberon, changer un enfant, etc. Tous les soins non- médicaux concernant les enfants 412 - Soins médicaux hors domicile des enfants comprennent : visites chez le médecin, dentiste, kinésithérapeute, etc. 413 - Soins médicaux des enfants à domicile 421 - Surveillance des devoirs et des leçons
431 - Soins matériels ou médicaux aux adultes comprennent : les aider à se lever, les laver, les aider à manger, les soigner, etc. 441 - Autres soins aux personnes de la famille
341 - Entretien chauffage, eau (couper le bois, charger le charbon, allumer le feu) 343 - Autres activitĂ©s mĂ©nagĂšres non classĂ©es comprennent notamment : ouverture et fermeture des volets, rentrer ou sortir la voiture du garage 344 â DĂ©mĂ©nagement
2009-10 813 - Trajets liés aux enfants 819 - Trajets pour un autre ménage
411 - S'occuper d'enfants de son mĂ©nage (hors soins mĂ©dicaux) 412 - Accompagner un enfant de son mĂ©nage, l'attendre (hors trajets) 413 - Soins mĂ©dicaux aux enfants de son mĂ©nage, Ă domicile 419 - S'occuper d'enfants (y c. accompagner, soins mĂ©dicaux, cĂąlinsâŠ), pour un autre mĂ©nage 421 - Surveillance des devoirs et leçons
431 - Soins aux adultes de son ménage : aide pour activités personnelles ou physiologiques (toilette, repas, habillement) 433 - Autres aides à un membre adulte de son ménage 439 - Soins aux adultes d'un autre ménage
341 - Chauffage, eau (couper le bois, charger le charbon, allumer le feu) 343 - Autres activités d'entretien de la maison 344 - Déménagement (hors professionnel)
35
Annexe 2 : Statistiques descriptives de lâĂ©chantillon
Tableau A2.1 : PassĂ© matrimonial des individus selon le type dâunion par enquĂȘte
Source : EnquĂȘtes emploi du temps, 1985-86, 1998-99, 2009-10, Insee. Champs : Couples cohabitant dont les deux membres ont rempli les carnets et dans lesquels au moins l'un des conjoints est actif. NB : le statut marital nâest observĂ© quâen coupe, il est nĂ©anmoins possible dâavoir une information plus dĂ©taillĂ©e sur le passĂ© matrimonial des couples vivant en union libre et pacsĂ©s grĂące Ă la dĂ©claration de lâĂ©tat matrimonial lĂ©gal des individus. Les couples en union libre sont dĂ©finis comme Ă©tant ceux qui cohabitent mais qui ne sont ni mariĂ©s, ni pacsĂ©s. Le croisement de ces couples avec lâĂ©tat matrimonial lĂ©gal dĂ©clarĂ© par les deux individus qui le composent permet dâidentifier quatre types dâindividus Ă lâintĂ©rieur des unions libre : ceux ou celles « jamais mariĂ©-es » sâils ou elles dĂ©clarent un statut marital de « cĂ©libataire », ceux ou celles « divorcĂ©-es », ceux ou celles «veuf-ves » et ceux ou celles «mariĂ©-es avec une autre personne, ne vivant pas ensemble», sâils ou elles dĂ©clarent ĂȘtre mariĂ©-es. Le mĂȘme croisement de variables est rĂ©alisĂ© pour les couples pacsĂ©s.
Couples mariés
3091
93%
Jamais mariés
Divorcés Veufs
Mariés avec une autre
personne, ne vivant pas ensemble
164 75 2 2
74% 31% 1% 1%
163 69 7 4
67% 28% 3% 2%
2240
81%
Jamais mariés
Divorcés Veufs
Mariés avec une autre
personne, ne vivant pas ensemble
401 105 7 8
77% 20% 1% 2%
409 95 16 1
79% 18% 3% 0%
2014
70,05%
Jamais mariés
Divorcés Veufs
Mariés avec une autre
personne, ne vivant pas ensemble
Jamais mariés
Divorcés
600 72 11 171 7
88% 11% 2% 96% 4%
598 73 4 8 171 7
88% 11% 1% 1% 96% 4%
Couples en union libre Couples pacsés
EnquĂȘte 1985-1986
243
7%
EnquĂȘte 1998-1999
521
19%
Hommes
Femmes
Hommes
Femmes
Hommes -
Femmes
EnquĂȘte 2009-2010
683
23,76%
178
6,19%
36
Tableau A2.2 : CaractĂ©ristiques des individus et mĂ©nages selon le type dâunion par enquĂȘte
1985-1998 1998-1999 2009-2010 Mariage Union libre Mariage Union libre Mariage Union libre Pacs
Caractéristiques des membres du couple vis-à -vis du marché du travail Inactivité homme 1% 2% nd nd 0% 0% 1% Inactivité femme 33% 17% 22% 12% 13% 9% 8% Temps partiel homme 4% 5% 1% 2% 2% 2% 3% Temps partiel femme 14% 11% 12% 11% 12% 12% 11% ChÎmage homme 3% 8% 4% 9% 5% 9% 6% ChÎmage femme 3% 10% 7% 12% 5% 8% 3%
Pouvoir de négociation nd nd -15% -9% -10% -7% -9% Caractéristiques individuelles
Inférieur au Bac Homme 75% 67% 66% 60% 52% 57% 31% Inférieur au Bac femme 74% 61% 62% 56% 41% 42% 20% Bac homme 12% 12% 11% 13% 9% 9% 11% Bac femme 12% 17% 14% 13% 14% 13% 8% Bac plus homme 13% 21% 23% 27% 39% 34% 58% Bac plus femme 15% 22% 23% 31% 46% 45% 72% Moyenne des ùges des 2 conjoints en années 38 33 41 36 42 37 34 Ecart d'ùge 2 2 2 2 2 2 2
CaractĂ©ristiques du mĂ©nage Nb. dâenfants Ă charge 1,7 1,0 1,7 1,2 1,7 1,3 1,1 Lave-vaisselle 42% 25% 63% 40% 80% 58% 73% Lave-linge 98% 95% 99% 97% 100% 98% 99% PrĂ©sence dâenfants < 3 ans 23% 28% 15% 25% 14% 20% 34% % de couple vivant en zone rurale 29% 18% 30% 22% 30% 30% 23% Temps total de travail domestique rĂ©alisĂ© par les deux conjoints (en minutes/semaine) 343 284 306 282 291 281 299 Part du travail domestique rĂ©alisĂ©e par la femme 81% 75% 82% 75% 73% 72% 65%
Effectifs (nombre de couples) 3091 243 2240 521 2014 683 178
Source : EnquĂȘtes emploi du temps, 1985-86, 1998-99, 2009-10, Insee. Champs : Couples cohabitant dont les deux membres ont rempli les carnets et dans lesquels au moins l'un des conjoints est actif.
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Annexe 3 : Prédiction des salaires horaires pour les femmes et pour les hommes.
Des Ă©quations de salaires horaires ont Ă©tĂ© estimĂ©es27 pour les femmes, ainsi que pour les hommes de lâĂ©chantillon retenu28. Lâestimation des Ă©quations de salaire tient compte de lâeffet de sĂ©lection sur le marchĂ© du travail selon la mĂ©thode de Heckman (1979). Elle permet dâestimer simultanĂ©ment lâĂ©quation du salaire et celle de la participation sur le marchĂ© du travail. Pour le calcul du pouvoir de nĂ©gociation, les salaires prĂ©dits, grĂące Ă lâestimation des Ă©quations de salaire, ont Ă©tĂ© affectĂ©s aux individus pour lesquels le salaire nâĂ©tait pas observĂ© (chĂŽmage ou inactivitĂ©, ou bien encore lorsque le salaire nâest pas renseignĂ©). Pour tous les autres, le salaire horaire observĂ© a Ă©tĂ© utilisĂ©.
RĂ©sultats de lâestimation des Ă©quations de salaire et de la sĂ©lection sur le marchĂ© du travail.
Equation du salaire : ln(đ€đ) = đ„đ1đœ1 + đđ1
đ€ est le salaire horaire, lâindice đdĂ©signe lâindividu et đ„đ1 le vecteur des variables de contrĂŽle : expĂ©rience potentielle et son carrĂ©, expĂ©rience potentielle29 et son carrĂ© multipliĂ©s par le nombre dâenfants dans le mĂ©nage et le nombre dâenfants du mĂ©nage. Ces trois derniĂšres variables sont utilisĂ©es dans lâestimation du salaire des femmes afin de tenir compte des interruptions de carriĂšre. Le diplĂŽme obtenu (infĂ©rieur au Bac, Bac, Bac et plus), le type dâunion (mariage, pacs, union libre), la rĂ©sidence dans une zone rurale. đœ1 est le vecteur des coefficients correspondant et đđ1 est le terme dâerreur.
Equation de sĂ©lection : đ đâ = đ„đ2đœ2 + đđ2
Pour lâĂ©quation de sĂ©lection la variable latente đ đâ nâest pas observĂ©e, elle dĂ©termine la sĂ©lection (lâemploi) sur le marchĂ© du travail, ainsi on utilise une variable observable dĂ©finie comme suit : đ đ = 1(đ đâ > 0), oĂč 1(. ) est la fonction indicatrice usuelle. Donc la probabilitĂ© de travailler versus le fait dâĂȘtre au chĂŽmage ou inactif : Pr(đ đ = 1|đ„đ2) = Pr (đ đâ > 0)
đ„đ2 est le vecteur des variables de contrĂŽle qui contient les variables utilisĂ©es dans lâĂ©quation du salaire đ„đ1 + les variables dâexclusionđ§đ : lâexistence dâun revenu non salarial (intĂ©rĂȘts, revenus dâĂ©pargne, dividendes). Pour les femmes, sont introduites des variables relatives Ă la prĂ©sence dâenfants de moins de 3 ans et de 3 Ă 6 ans, ainsi que le diplĂŽme du conjoint. đœ2 dĂ©finit le vecteur des coefficients correspondant et đđ2 est le terme dâerreur. Les termes dâerreurs des deux Ă©quations đ1 et đ2 suivent une distribution jointe normale, de moyenne nulle et une matrice de variance-covariance ÎŁ. Pour des raisons dâidentification la variance de đ2 est normalisĂ©e Ă 1. La personne de rĂ©fĂ©rence est une femme/un homme mariĂ©-e, ayant un diplĂŽme infĂ©rieur au Bac et rĂ©sidant dans une zone urbaine. Les rĂ©sultats obtenus sont interprĂ©tĂ©s par rapport Ă cette rĂ©fĂ©rence.
27 Lâobjectif Ă©tant de construire une variable mesurant le pouvoir de nĂ©gociation des femmes dans leur couple, il Ă©tait indispensable de prĂ©dire les salaires des hommes (mĂȘme si leur salaire effectif est observĂ©). Lâestimation des salaires conduit souvent Ă un lissage et Ă une rĂ©duction de la variance des salaires dans lâĂ©chantillon. Ainsi, se baser sur des salaires prĂ©dits des femmes et se contenter des salaires observĂ©s pour les hommes se traduirait par une mesure erronĂ©e du salaire relatif des deux conjoints et donc de leur pouvoir de nĂ©gociation.
28 Les effectifs des Ă©quations de salaires diffĂšrent de lâĂ©chantillon retenu dans les estimations, du fait des valeurs manquantes sur la variable dĂ©pendante de la part du travail domestique restreint rĂ©alisĂ©e par la femme dans le couple.
29 Ecart entre lâĂąge et lâĂąge Ă la fin des Ă©tudes
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Tableau A3 : RĂ©sultats des estimations des Ă©quations de salaire pour les femmes et pour les hommes
*** significativité au seuil de 1%, ** au seuil de 5% et * au seuil de 10%.
Source : EnquĂȘtes Emploi du temps, 2009-10, Insee. Champ : Couples cohabitants dont les deux membres ont rempli les carnets et dans lesquels au moins l'un des conjoints est actif.
Coef. Ecart-type Coef. Ecart-type
ExpĂ©rience prof. 0,023*** 0,007 0,023*** 0,004ExpĂ©rience prof.ÂČ 0,000** 0 0,000*** 0ExpĂ©rience prof. x nombre dâenfants du mĂ©nage 0,002 0,005ExpĂ©rience prof.ÂČ x nombre dâenfants du mĂ©nage 0 0Nombre dâenfants -0,075* 0,044 -0,013 0,009Bac (rĂ©f : inf au Bac) 0,119*** 0,031 0,233*** 0,033Bac ou plus (rĂ©f : inf au Bac) 0,310*** 0,026 0,290*** 0,023Pacs (rĂ©f: mariage) -0,015 0,046 0,008 0,041Union libre (rĂ©f: mariage) -0,017 0,025 -0,086*** 0,023Zone rurale -0,014 0,022 -0,052*** 0,021Constante 1,725 0,067 1,890*** 0,051Effectif (individus)
ExpĂ©rience prof. 0,024 0,016 -0,026** 0,012ExpĂ©rience prof.ÂČ -0,001* 0 0 0ExpĂ©rience prof. x nombre dâenfants du mĂ©nage -0,004 0,009ExpĂ©rience prof.ÂČ x nombre dâenfants du mĂ©nage 0 0Nombre dâenfants -0,133 0,099 -0,075*** 0,022PrĂ©sence dâenf. de 3 Ă 6 ans -0,108*** 0,052PrĂ©sence dâenf. < 3 ans -0,184*** 0,063Bac (rĂ©f : inf au Bac) 0,076 0,077 0,129 0,091Bac ou plus (rĂ©f : inf au Bac) -0,197*** 0,062 -0,304*** 0,062Bac conjoint-e (rĂ©f : inf au Bac) 0,035 0,077 -0,1 0,065Bac ou plus conjoint-e (rĂ©f : inf au Bac) -0,157*** 0,051 -0,136*** 0,053Pacs (rĂ©f: mariage) -0,058 0,102 -0,045 0,104Union libre (rĂ©f: mariage) 0,073 0,06 -0,124*** 0,06Zone rurale 0,061 0,053 -0,144*** 0,053Revenu non salarial 0,02 0,044 -0,027 0,043Constante 0,457 0,151 1,21 0,136CorrĂ©lation (salaire, emploi) Ï 0,749 0,028 0,82 0,019LR test dâindĂ©pendance des Ă©quations (Ï=0)
Log likelihoodEffectif non-censuré (individus) 1729 2027
chi2(1) = 51,91 chi2(1) = 94,00Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000
-2651.497 -2561.409
Femmes Hommes
Equation du (log) du salaire horaire
2902 2903Equation de lâemploi