Handicap et écarts salariaux en Europe: discrimination ou moindre productivité?

Revue internationale du Travail, vol. 151 (2012), no 1-2

Copyright © Auteur(s) 2012 Compilation et traduction des articles © Organisation internationale du Travail 2012

Handicap et écarts salariaux en Europe: discrimination ou moindre productivité?

Miguel Á. MALO* et Ricardo PAGÁN**

Résumé. Les auteurs évaluent la discrimination salariale à l’encontre des personnes handicapées après avoir contrôlé les effets des écarts de productivité liés au han-dicap. Partant de données relatives à 11 pays européens, ils estiment les équations salariales des personnes suivantes: celles qui sont handicapées jusque dans leurs ac-tivités quotidiennes, celles qui sont handicapées sans que cela affecte ces activités et celles qui ne souffrent pas de handicap. Dans la plupart des pays, on ne relève pas d’écart salarial significatif entre les deuxième et troisième catégories. Lorsque cet écart existe, il tient surtout à une moindre productivité et non à une discrimination. Toutefois, par comparaison avec les personnes sans handicap, celles qui sont affec-tées jusque dans leurs activités quotidiennes subissent une moindre productivité et une discrimination salariale.

Ces dernières années, on a observé une augmentation des mesures pour faciliter l’emploi des personnes handicapées. Ainsi, l’Union européenne

a-t-elle décrété que, en vertu du principe d’égalité des chances au travail, la lutte contre toute forme de discrimination au motif du handicap reste l’un des pre-miers défis à relever, et ce dans le court terme. Il s’ensuit que l’accroissement des taux d’activité et d’emploi des personnes handicapées demeure une priorité.

Divers aspects du handicap ont fait l’objet d’études internationales, notam-ment leurs effets négatifs sur le taux d’activité (Parsons, 1980; Kidd, Sloane et Ferko, 2000; Jones, 2006) et sur le niveau de salaire (Baldwin et Johnson, 1994 et 1995; Kidd, Sloane et Ferko, 2000). S’agissant de l’écart salarial, Baldwin et Johnson (1994) relèvent que, lorsque l’on décompose l’écart observé, il faut être très attentif à l’interprétation de la partie non expliquée par les différences de caractéristiques entre les travailleurs et entre les emplois, mais qui découle exclu-sivement du handicap: ce que l’on appelle communément la «discrimination». En effet, le handicap peut induire des différences de productivité dont ne rendent pas bien compte les caractéristiques des travailleurs et des emplois incluses dans

* Département d’économie et histoire de l’économie, Université de Salamanque, courriel: [email protected]. ** Département d’économie appliquée, Université de Málaga, courriel: [email protected].

Les articles paraissant dans la RIT, de même que les désignations territoriales utilisées, n’engagent que les auteurs et leur publication ne signifie pas que le BIT souscrit aux opinions qui y sont exprimées.

Revue internationale du Travail 52

l’équation salariale. En d’autres mots, cette composante peut comprendre des effets croisés qui ne sont pas seulement dus à une discrimination de la part de l’employeur, mais aussi à une différence de productivité associée au handicap.

Partant des données du Panel communautaire des ménages (European Com-munity Household Panel – ECHP), la présente étude a pour objet d’identifier la part de la discrimination et des différences de productivité dans l’écart salarial. Cette base de données nous a permis d’identifier trois catégories de travailleurs: les personnes handicapées jusque dans leurs activités quotidiennes; les personnes handicapées dont les activités quotidiennes ne sont pas affectées; et les personnes sans handicap (Gannon, 2005)1. Nous posons l’hypothèse que les travailleurs lé-gèrement handicapés – du fait d’un soutien humain ou technique, de l’adaptation de l’emploi ou du poste de travail, d’un faible degré de handicap, etc. – ont une productivité similaire à celle des travailleurs sans handicap. En conséquence, en l’absence de discrimination de la part de l’employeur, nous ne devrions observer aucun écart salarial à leur détriment; dans ce cas, logiquement, tout écart sala-rial relèvera des caractéristiques du travailleur ou de l’emploi, par exemple un moindre niveau d’instruction. C’est ce que nous observons pour la plupart des 11 pays européens à l’étude. A notre connaissance, il s’agit là d’un résultat inédit dans la recherche sur le handicap et les salaires. En outre, notre analyse sera utile à l’application de politiques mieux ciblées en vue de l’emploi de ces travailleurs. Ces politiques devraient aller au-delà des mesures antidiscriminatoires – à savoir se concentrer sur les travailleurs gravement handicapés – et mettre l’accent sur des dispositions visant à accroître la productivité de tous les travailleurs atteints de handicap, avec pour but d’accroître leurs salaires.

Discrimination salariale au motif du handicapNombre de travaux confirment la perception générale: la discrimination à l’en-contre des personnes handicapées est avérée; selon Yuker (1987), le degré de préjudice varie selon le type de handicap. Toutefois, la question essentielle ici est de déterminer comment ce préjudice se traduit sur le marché du travail. S’agis-sant de la seule discrimination salariale, il faut mettre au point une méthodolo-gie pour démêler les écarts salariaux associés à des différences de productivité (en général attribuables aux caractéristiques des travailleurs et des emplois concernés) de ceux qui découlent exclusivement d’une discrimination (c’est-à-dire lorsqu’un travailleur qui atteint exactement le même niveau de productivité gagne moins au seul motif qu’il est handicapé). La méthodologie utilisée pour faire la part de chacune de ces composantes de l’écart salarial est dénommée «décomposition salariale d’Oaxaca-Blinder» (Oaxaca, 1973; Blinder, 1973), que

1 Gannon (2005) a proposé cette classification pour analyser les effets du handicap sur la participation de la main-d’œuvre en Irlande (1995-2000). Dans un souci de lisibilité, nous ferons référence aux personnes handicapées jusque dans leurs activités quotidiennes par les expressions «gravement handicapées» ou «handicap grave» et aux personnes handicapées sans être affectées dans leur vie quotidienne par les expressions «légèrement handicapées» ou «handicap léger». Ces désignations ne visent qu’à faciliter la lecture du texte et n’ont pas de valeur analytique (note de la rédaction, édition française).

Handicap et écarts salariaux en Europe 53

nous présenterons plus en détail dans la prochaine partie. Cette méthodologie a été largement utilisée dans l’analyse des discriminations associées au sexe, à l’origine ethnique2 et, bien sûr, au handicap.

Les plus importantes contributions en matière de discrimination salariale et de handicap sont probablement celles de Baldwin et Johnson (1994) et (1995), respectivement pour les hommes et pour les femmes aux Etats-Unis. Ces au-teurs observent que les personnes handicapées gagnent en général moins que les personnes sans handicap, et qu’environ la moitié de l’écart salarial est sans rapport avec les caractéristiques des travailleurs et des emplois induisant des différences de productivité. Des résultats similaires ont été trouvés pour d’autres pays. Par exemple, Kidd, Sloane et Ferko (2000) et Jones, Latreille et Sloane (2006) ont mis en évidence une décomposition similaire de l’écart salarial pour les hommes handicapés au Royaume-Uni; et Pagán et Marchante (2004) et Malo et Pagán (2007) ont observé des différences du même ordre de grandeur pour les hommes et femmes affectés par de graves handicaps en Espagne3.

Toutefois, comme l’ont noté Baldwin et Johnson (1995), il est extrêmement difficile d’attribuer à la discrimination des différences salariales non liées aux caractéristiques des travailleurs et des emplois considérés. Cela est dû à la com-plexité d’inclure dans les équations salariales toutes les variables se rapportant à la productivité; autrement dit, un doute sur le fait que le terme attribué à la discrimination concernerait une différence de productivité due à une variable qui ne figure pas dans l’équation salariale, mais qui est étroitement reliée au handicap. Ainsi, la formule «écart salarial habituellement attribué à la discrimi-nation» représenterait en fait la limite supérieure de ce qui est potentiellement attribué à la discrimination, incluant probablement des différences de produc-tivité jusque-là inobservées. A cet égard, nous innovons en proposant un moyen commode d’aborder ce problème et de voir s’il existe ou non un écart salarial discriminatoire net de toute différence de productivité pour une catégorie spé-cifique de personnes handicapées (voir prochaine partie).

Données et méthodologieLes données sur les handicaps et les niveaux de salaire proviennent du Panel communautaire des ménages pour la période 1995-20014. Cette enquête contient des informations détaillées sur les activités des individus sur le marché du travail

2 Voir, par exemple, Cain (1986) pour une étude approfondie des discriminations salariales liées au sexe et à la race, en utilisant la décomposition d’Oaxaca-Blinder.

3 Ces travaux portent tout particulièrement sur les effets de différents types de handicap ou sur les différents degrés de préjudice associés à diverses formes de handicap (voir, par exemple, Bald-win et Johnson, 2000). Notre base de données ne comprend pas de classification selon la nature des handicaps, mais seulement sur deux degrés de handicap comme on le verra dans la prochaine partie.

4 Bien que les données en question soient relativement anciennes, le Panel communautaire des ménages (1995-2001) est la seule base de données permettant ce type d’analyse du handicap et des salaires dans les pays d’Europe. Nous n’incluons pas l’année 1994 pour trois raisons: les questions relatives aux handicaps étaient légèrement différentes; il n’y avait pas de questions sur les handicaps pour l’Allemagne; et la variable «type de contrat» n’existait pour aucun pays.


et leur état de santé. L’échantillon comprend les individus (hommes et femmes) en âge de travailler, de 16 à 64 ans, de 11 pays de l’Union européenne pour lesquels les données sont disponibles (Allemagne, Autriche, Belgique, Dane-mark, Espagne, Finlande, Irlande, Italie, Pays-Bas, Portugal et Royaume-Uni). Notre mesure du handicap est fondée sur les réponses aux questions suivantes: «Souffrez-vous de quelque problème chronique de santé, maladie ou handicap, physique ou mental?» (question PH002). En cas de réponse positive, la ques-tion suivante était: «Etes-vous handicapé dans vos activités quotidiennes par ce problème chronique ou mental de santé, cette maladie ou ce handicap?» (ques-tion PH003). Il y avait trois réponses possibles: non; dans une certaine mesure; ou oui gravement.

Selon Gannon (2005), il est possible de distinguer trois catégories: a) les personnes faisant état d’une maladie ou d’un handicap et déclarant être sé-vèrement handicapées (ou limitées) dans leurs activités quotidiennes; b) les personnes déclarant n’être handicapées que dans une certaine mesure; c) les personnes déclarant être affectées mais sans que cela handicape leurs activités quotidiennes. Les deux premières catégories peuvent être considérées comme des personnes handicapées jusque dans leurs activités quotidiennes (ci-après gra-vement handicapées); tandis que la troisième est constituée de personnes dont le handicap n’affecte pas leurs activités quotidiennes, soit parce que celui-ci est léger, soit parce qu’il est compensé par divers moyens techniques, soit encore pour ces deux raisons (ci-après légèrement handicapées). Les personnes sans handicap sont celles qui ont répondu non à la première question5. La figure A1 de l’annexe montre la répartition de notre échantillon selon le degré du han-dicap, ainsi que par sexe et par pays. Dans les pays d’Europe méridionale, ainsi qu’en Autriche, en Belgique et en Irlande, la proportion de personnes handica-pées est inférieure à celle des autres pays considérés et se situe au-dessous de 20 pour cent pour les deux sexes. La Finlande et le Royaume-Uni présentent les plus forts pourcentages de personnes handicapées, hommes et femmes, mais la composition de cette population diffère d’un pays à l’autre: les personnes lé-gèrement handicapées prédominent au Royaume-Uni, alors que c’est l’inverse en Finlande. Enfin, à l’exception du Danemark, de la Finlande et du Royaume-Uni, dans tous les pays et pour les deux sexes, la proportion de personnes légè-rement handicapées est inférieure à 10 pour cent.

Notre analyse empirique suit la méthodologie d’Oaxaca-Blinder (Oaxaca, 1973; Blinder, 1973). Nous avons procédé à des estimations séparées de l’équa-tion salariale pour les personnes handicapées et sans handicap. Notons que

5 Certains auteurs ont avancé que cette classification par autodéclaration peut conduire à une surestimation (lorsque les individus cherchent à justifier des situations d’inactivité ou de moindre activité) ou à une sous-estimation (lorsque le handicap est considéré comme stigmati-sant) (Chirikos et Nestel, 1984; Kreider, 1999). Toutefois, selon García-Serrano et Malo (2002), ce biais est peu probable dans le Panel communautaire des ménages parce que la question PH003 ne fait pas référence à un handicap au travail, mais aux activités quotidiennes en général; et parce que les questions relatives au marché du travail et au handicap sont trop éloignées dans le ques-tionnaire pour que le répondant puisse établir une connexion, ce qui serait nécessaire pour faire apparaître ce type de biais.


l’inclusion d’une variable «handicap» dans cette équation ne suffit pas: si nous nous contentions d’inclure une variable binaire «être handicapé», nous ferions l’hypothèse que l’écart salarial lié aux autres variables est le même pour les per-sonnes handicapées et celles qui ne le sont pas. Bien entendu, une telle hypo-thèse n’est pas acceptable, c’est pourquoi nous estimons des équations salariales différentes pour les deux catégories, ce qui permet, par exemple, que l’effet de l’âge sur le salaire des personnes handicapées diffère de l’effet de l’âge sur le salaire des personnes sans handicap. Nous considérons deux catégories de per-sonnes handicapées (gravement et légèrement); nous estimons donc trois équa-tions salariales de la forme:

(j = D1, D2, N) (1)

où LnWij est le logarithme du salaire horaire; Xij un vecteur des caractéristiques relatives à la productivité de l’individu i du groupe j; j le rendement de ces ca-ractéristiques; D1 représente les personnes gravement handicapées; D2 les per-sonnes légèrement handicapées; et N les personnes sans handicap.

L’écart salarial total entre les personnes sans handicap (N) et les personnes handicapées (D = D1 + D2) peut être décomposé comme suit (Kidd, Sloane et Ferko, 2000)6.

(2)

La partie gauche de l’équation 2 représente l’écart salarial moyen observé entre les personnes handicapées et les personnes sans handicap. Le premier terme de la partie droite exprime la part de l’écart salarial expliqué par les différences de productivité. Dans ce premier terme, les coefficients estimés de l’équation sala-riale des personnes sans handicap multiplient la différence des valeurs moyennes pour les échantillons de personnes sans handicap et les personnes handicapées pour chaque variable. Ce terme représente donc l’écart salarial correspondant aux différences de caractéristiques des travailleurs et des emplois, et non la façon dont ces caractéristiques sont rémunérées, qui est représentée par les coeffi-cients de la population de personnes sans handicap qui ne sont pas victimes de discrimination. Le second terme de la partie droite de l’équation représente la part de l’écart salarial relatif au rendement de ces mêmes caractéristiques pour les personnes handicapées. Ce terme est souvent désigné comme la «compo-sante inexpliquée» de l’écart salarial, parce que c’est la partie de cet écart que

6 Implicitement, nous supposons dans l’équation 2 que la fixation non discriminatoire des salaires correspond à celle des personnes sans handicap (par exemple, Baldwin et Johnson, 1994 et 1995). Toutefois, la méthodologie utilisée est bien plus générale et permet d’autres spécifications. A cet égard, voir Oaxaca et Ransom (1994). En outre, il est possible d’inclure l’effet de la partici-pation au marché du travail sur cette décomposition salariale, au moyen de l’estimation en deux étapes de Heckman (voir Heckman, 1979). Toutefois, nous obtiendrions la décomposition salariale «corrigée» des différences de participation sur le marché du travail et non, à proprement parler, la décomposition des écarts salariaux observés. Du fait que le taux d’activité des personnes gra-vement handicapées est bien plus bas, nous préférons fonder notre analyse sur les écarts salariaux strictement observés et non «corrigés». En outre, il est plus facile d’interpréter les résultats. Dans tous les cas, ces estimations viennent à l’appui de la principale conclusion du présent article; elles sont disponibles sur demande auprès des auteurs.


n’expliquent pas les différences de caractéristiques des emplois et des travail-leurs figurant dans l’équation salariale. Notons que ce second terme exprime les différences dues à un rendement différent (représenté par les coefficients estimés) d’une caractéristique identique. En effet, nous obtenons la différence entre les gains correspondant aux caractéristiques moyennes d’un travailleur handicapé à partir du rendement des mêmes caractéristiques estimées dans l’équation salariale des personnes non handicapées et dans l’équation salariale des personnes handicapées. Cette différence de rendement, qui n’est pas associée aux différences de caractéristiques, doit être exclusivement due au fait d’être handicapé et non aux différences de productivité dont rend compte le premier terme de l’équation; il exprime donc la «discrimination salariale».

Comme on l’a vu, Baldwin et Johnson (1995) soulignent que, dans le cas du handicap, ce second terme doit être interprété comme l’estimation maxi-male possible de la discrimination salariale. En général, de nombreuses limita-tions liées aux handicaps induisent en elles-mêmes une moindre productivité. Comme l’information relative à ces limitations et aux caractéristiques des tra-vailleurs incluse dans l’équation salariale n’est pas exhaustive, la «composante inexpliquée» peut comprendre l’effet de ces variables non observées et donc peut ne pas être exclusivement due à la discrimination, mais aussi à des diffé-rences de productivité.

Dans la présente étude, nous avons résolu ce problème au moyen d’une sorte d’«expérimentation naturelle», permise par notre base de données et par la façon dont le questionnaire recueillait les informations sur les handicaps. Comme on l’a déjà expliqué, lorsque les individus étaient interrogés à propos du handicap, ils devaient dire si celui-ci affectait leurs activités quotidiennes ou non. Notons que, lorsque ce n’est pas le cas, nous pouvons supposer que leur productivité ne sera pas beaucoup affectée par leur handicap puisqu’eux-mêmes ne sont pas limités dans leur vie quotidienne. Donc, si un écart salarial significatif apparaît, sans être associé aux caractéristiques du travailleur ou de l’emploi, nous pouvons dire que cet écart peut être strictement attribué à la discrimination salariale parce qu’il n’incorpore aucune différence non observée de productivité. Dans le cas contraire, nous constaterions qu’il n’y a aucune différence salariale due à la discrimination et que tous les écarts salariaux sont dus à des écarts de productivité, c’est-à-dire aux différences de caractéristiques entre les populations de travailleurs handica-pés et les populations de travailleurs sans handicap.

RésultatsLa décomposition salariale telle qu’elle se présente pour les 11 pays européens considérés figure au tableau 1, avec une ventilation par sexe7. La comparaison entre personnes sans handicap et personnes légèrement handicapées est pré-

7 Dans le tableau 1 ne figurent que les décompositions salariales pour les pays où l’écart salarial total entre les deux groupes (catégories) est statistiquement significatif au seuil de 5 pour cent. Les tableaux A1 et A2 de l’annexe montrent les équations salariales de tous les pays (hommes et femmes respectivement).


Tab

leau

1.

Déc

omp

ositi

on d

e l’é

cart

sal

aria

l sel

on la

gra

vité

du

hand

icap

(log

arith

me)

Alle

mag

neA

utric

heB

elgi

que

Dan

emar

kE

spag

neFi

nlan

deIrl

ande

Italie

Pay

s-B

asP

ortu

gal

Roy

aum

e-U

ni

A.

Per

sonn

es s

ans

hand

icap

et

per

sonn

es h

and

icap

ées

sans

que

cel

a af

fect

e le

urs

activ

ités

quo

tidie

nnes

Ho

mm

es%

%%

%%

%%

%%

%%

Eca

rt s

alar

ial t

otal

−0,

113

100

−0,

021

100

0,00

110

00,

001

100

−0,

009

100

−0,

040

100

0,06

310

0−

0,06

810

00,

010

100

−0,

090

100

0,02

210

0

Car

acté

ristiq

ues

——

——

——

——

——

−0,

034

85—

——

——

—−

0,07

381

−0,

011

−50

Dis

crim

inat

ion

——

——

——

——

——

−0,

006

15—

——

——

—−

0,01

719

0,03

315

0

Fem

mes

Eca

rt s

alar

ial t

otal

−0,

010

100

−0,

024

100

0,17

310

0−

0,00

410

0−

0,03

910

00,

029

100

0,35

610

0−

0,11

710

0−

0,00

110

0−

0,12

310

00,

031

100

Car

acté

ristiq

ues

——

——

0,12

271

——

——

−0,

002

−7

0,34

597

——

——

−0,

119

970,

030

99

Dis

crim

inat

ion

——

——

0,05

129

——

——

0,03

110

70,

011

3—

——

—−

0,00

43

0,00

11

B.

Per

sonn

es s

ans

hand

icap

et

per

sonn

es h

and

icap

ées

jusq

ue d

ans

leur

s ac

tivité

s q

uotid

ienn

esH

om

mes

%%

%%

%%

%%

%%

%

Eca

rt s

alar

ial t

otal

0,08

510

00,

054

100

0,01

210

00,

072

100

0,20

410

0−

0,00

910

00,

218

100

0,15

110

00,

061

100

0,15

510

00,

060

100

Car

acté

ristiq

ues

0,04

654

0,01

630

——

0,03

143

0,15

074

——

0,17

982

0,12

885

0,01

931

0,10

870

0,02

745

Dis

crim

inat

ion

0,03

946

0,03

870

——

0,04

157

0,05

426

——

0,03

918

0,02

315

0,04

269

0,04

730

0,03

355

Fem

mes

Eca

rt s

alar

ial t

otal

0,06

310

00,

001

100

0,03

910

00,

035

100

0,18

710

00,

054

100

0,15

810

00,

034

100

−0,

015

100

0,07

410

00,

024

100

Car

acté

ristiq

ues

0,04

165

——

——

0,00

411

0,12

768

0,03

769

——

——

——

0,07

399

——

Dis

crim

inat

ion

0,02

235

——

——

0,03

189

0,06

032

0,01

731

——

——

——

0,00

11

——

Not

e: é

cart

sal

aria

l sig

nific

atif

au s

euil

de p

< 0

,05

(en

gras

). N

ous

n’av

ons

fait

figur

er la

déc

ompo

sitio

n de

l’éc

art s

alar

ial q

ue lo

rsqu

e ce

der

nier

éta

it st

atis

tique

men

t sig

nific

atif.

Sou

rce:

Pan

el c

omm

unau

taire

des

mén

ages

(EC

HP

), 19

95-2

001.


Figure 1. Décomposition de l’écart salarial selon la gravité du handicap (en euros)

–0,60

–0,40

–0,20

0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20Hommes

A. Personnes sans handicap et personnes handicapées sans que cela affecte leurs activités quotidiennes

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne

Femmes

–0,60

–0,40

–0,20

0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20

Ecart salarial total Caractéristiques Discrimination

–0,37

–0,30

–0,0

7

0,17

–0,0

90,26

–0,0

4–0

,21

–0,25

–0,47

–0,45

–0,0

1

0,20

0,19

0,00

0,84

0,60

0,24

0,16

0,17

–0,0

1

0,94

0,91

0,03

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne


0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20

1,40

1,60

1,80Hommes

B. Personnes sans handicap et personnes handicapées jusque dans leurs activités quotidiennes

Femmes

0,00

0,20

0,40

0,60

0,80

1,00

1,20

1,40

1,60

1,80

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne


1,71

1,26

0,440,56

0,39

0,17 0,25

0,21

0,04

0,45

0,20 0,24

0,41

0,12

0,28

0,58

0,25 0,33

0,80

0,65

0,14

0,54

0,17

0,37 0,43

0,23

0,20

1,44

0,98

0,46

0,26

0,25

0,00 0,

270,

03 0,24 0,29

0,20 0,

09

0,25

0,16 0,

09

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne


sentée dans la partie A de ce tableau. Les écarts salariaux sont exprimés à pa-rité de pouvoir d’achat afin que les comparaisons entre pays soient pertinentes. Notons que les différences qui apparaissent au tableau 1 correspondent aux salaires exprimés en logarithmes. Pour faciliter l’interprétation, nous avons ex-primé cette différence en euros à la figure 1, où les barres dirigées vers le haut indiquent un écart salarial au détriment des personnes handicapées, tandis que les barres orientées vers le bas indiquent la situation inverse.

Premièrement, en général l’écart salarial total n’est pas statistiquement significatif; il n’apparaît donc pas en gras dans le tableau 1 et n’est pas repré-senté à la figure 1. Toutefois, pour les hommes et pour les femmes au Portugal, ainsi que pour les hommes en Finlande, on observe un écart salarial favorable aux personnes légèrement handicapées, en comparaison avec les personnes sans handicap. Inversement, un écart défavorable aux personnes handicapées de cette catégorie se manifeste pour les hommes et les femmes au Royaume-Uni et pour les femmes en Belgique, en Finlande et en Irlande. Les plus forts écarts salariaux favorables aux hommes et aux femmes légèrement handicapés appa-raissent au Portugal: 0,37 euro par heure de travail pour les hommes et 0,47 pour les femmes. A l’inverse, les plus forts écarts salariaux défavorables à cette caté-gorie apparaissent pour les femmes en Irlande (0,94 euro par heure) et pour les hommes au Royaume-Uni (0,17 euro par heure). Dans tous les cas, la situation la plus commune est celle d’une absence d’écart significatif entre les salaires des personnes sans handicap et ceux des personnes légèrement handicapées.

Deuxièmement, lorsque l’on désagrège l’écart salarial selon les deux composantes exprimées par l’équation (2), l’écart observé entre ces deux caté-gories de personnes devrait refléter une discrimination pure, puisque un han-dicap léger n’est censé induire aucune différence de productivité. Les résultats montrent que, dans aucun pays, il n’existe de discrimination à l’encontre des personnes légèrement handicapées, avec toutefois trois exceptions: les hommes au Royaume-Uni (0,26 euro par heure), les femmes en Belgique (0,24 euro par heure) et en Finlande (0,17 euro par heure). Dans la plupart des pays observés, nous ne constatons donc pas de différences significatives de salaires au détri-ment des personnes légèrement handicapées. En outre, lorsque ces différences existent, elles sont en général attribuables à des différences de productivité et non à une discrimination. Enfin, il est important de noter que les écarts sala-riaux au Royaume-Uni pour les hommes et en Finlande pour les femmes sont presque entièrement associés à de la discrimination. En outre, le Royaume-Uni présente un tableau très dissemblable de ceux des 11 autres pays compris dans le Panel communautaire des ménages. Il s’ensuit que les conclusions tirées des études portant sur le Royaume-Uni ne sont pas directement transposables au reste de l’Europe, alors que c’est ce pays qui a fait l’objet du plus grand nombre d’études sur les handicaps et le marché du travail en Europe, du fait de la qua-lité des données disponibles.

La partie B du tableau 1 présente la comparaison entre les personnes sans handicap et les personnes légèrement handicapées; il est complété par la deuxième partie de la figure 1 qui donne les valeurs en euros. Dans tous les cas,


lorsque l’écart salarial est statistiquement significatif, les personnes sans handi-cap gagnent plus que les personnes handicapées. Cet écart est particulièrement important pour les hommes en Espagne (1,71 euro par heure) et en Irlande (0,80 euro par heure), et pour les femmes en Espagne (1,44 euro par heure). Tou-jours lorsque l’écart salarial est statistiquement significatif, le terme de l’équation exprimant la discrimination montre une contribution positive à l’écart salarial pour les hommes. Baldwin et Johnson (1995) soulignent que la gravité du préju-dice à l’encontre des personnes handicapées est associée à la visibilité des han-dicaps. Comme les limitations aux activités quotidiennes sont habituellement liées à un handicap grave, donc plus évident pour les employeurs, nous consi-dérons que nos résultats sont cohérents avec ceux de ces auteurs.

Pourquoi de si fortes différences entre les pays? Nous pouvons mettre en évidence quelques corrélations générales avec les données agrégées relatives au handicap (voir figure A1).

Considérons d’abord les pays où la discrimination a été détectée au moyen de notre «expérimentation naturelle». Le Royaume-Uni apparaît comme une exception car il présente la plus forte proportion de personnes légèrement han-dicapées et la plus faible proportion de personnes sans handicap, et ce pour les deux sexes. La Finlande présente une part similaire de personnes sans handicap, ainsi qu’une proportion relativement forte de personnes légèrement handica-pées, et ce pour les deux sexes. Le tableau est différent en Belgique, avec une part de personnes légèrement handicapées extrêmement faible et une part de personnes sans handicap parmi les plus élevées, au deuxième rang après l’Ita-lie. En outre, alors que les données agrégées de la figure A1 vont dans le même sens pour les hommes et pour les femmes, la partie A de la figure 1 présente certains résultats opposés pour les deux sexes; ainsi, en Finlande, une discrimi-nation positive proche de zéro pour les hommes et une discrimination expli-quant l’ensemble de l’écart salarial observé pour les femmes.

Deuxièmement, le Portugal est le seul pays où l’on observe une discrimi-nation positive en faveur des hommes et des femmes légèrement handicapés. Certes, ce pays présente de très faibles proportions de personnes dans cette situation, mais c’est aussi le cas en Allemagne et en Italie où les résultats des estimations sont très différents. Des analyses comparatives internationales plus approfondies sont donc nécessaires pour répondre à cette question, notamment en cherchant à observer plus en détail la façon dont les personnes handicapées se comportent sur le marché du travail et celle dont les entreprises recrutent des travailleurs handicapés.

Pour résumer, les faits que nous observons viennent à l’appui de la théorie selon laquelle l’écart salarial dû au handicap découle d’une discrimination et de différences non observées de productivité. Quand nous démêlons ces deux causes pour les travailleurs légèrement handicapés, nous constatons que les écarts salariaux, lorsqu’ils existent, sont plutôt associés à des caractéristiques impliquant une moindre productivité et non à une discrimination de la part des employeurs; les principales exceptions concernent les hommes du Royaume-Uni et les Finlandaises. Toutefois, ce résultat ne s’applique pas aux personnes


gravement handicapées. Pour elles, la discrimination salariale se manifeste for-tement et, en outre, ce sont elles qui présentent des caractéristiques associées à une faible productivité.

Ces résultats ont d’importantes implications politiques. La limitation dans les activités quotidiennes tient non seulement à la gravité du handicap, mais aussi à l’adaptation des emplois et des postes de travail, ainsi qu’à la disponi-bilité de moyens techniques – par exemple, pour aider les personnes atteintes d’un handicap physique – ou de soutien humain – par exemple, des interprètes en langage des signes pour les malentendants. Nos résultats vont aussi dans le sens de dispositions visant à pallier, du moins en partie, les limitations dans les activités quotidiennes, par exemple par le financement de l’adaptation des emplois et des postes de travail ou par l’apport de moyens techniques et hu-mains, selon la nature du handicap. Les politiques antidiscriminatoires devraient mettre l’accent sur les personnes gravement handicapées. Mais, dans certains pays comme le Royaume-Uni (pour les hommes), la Belgique et la Finlande (pour les femmes), elles doivent aussi s’étendre aux personnes légèrement han-dicapées. D’un autre côté, nos résultats suggèrent aussi une voie prometteuse – qui n’est guère couramment envisagée – consistant à accroître les salaires de tous les travailleurs handicapés en améliorant leur productivité dans le but de réduire et, dans l’idéal, d’éliminer l’écart salarial observé entre les travailleurs handicapés, surtout ceux qui le sont gravement, et les travailleurs sans handicap.

ConclusionsPartant des données du Panel communautaire des ménages pour 11 pays d’Eu-rope, sur la période 1995-2001, nous nous sommes efforcés de démêler les effets sur les salaires de la discrimination et des écarts de productivité non observés associés au handicap. Nous avons exploité les résultats des questions de cette enquête pour définir un groupe de personnes handicapées qui ne sont pas affec-tées dans leurs activités quotidiennes, groupe considéré comme ayant la même productivité que les personnes sans handicap. Ainsi, dans la comparaison des deux groupes, tout écart salarial qui ne peut être attribué à des différences observables de caractéristiques des travailleurs ou des emplois sera considéré comme relevant d’une fixation discriminatoire des salaires à l’encontre des per-sonnes handicapées.

Nous observons que, dans la plupart des pays européens suivis par le Panel communautaire des ménages, les travailleurs légèrement handicapés ont, en général, des salaires semblables à ceux des personnes sans handicap. En outre, lorsque des écarts existent, notre analyse empirique montre qu’ils ne sont pas habituellement liés à la discrimination, mais aux caractéristiques des travail-leurs et des emplois, c’est-à-dire à des différences de productivité. Nous avons constaté quelques exceptions – les hommes au Royaume-Uni, les femmes en Belgique et en Finlande – qui font l’objet d’une discrimination salariale carac-térisée. S’agissant des travailleurs gravement handicapés, nous observons une


discrimination avérée par comparaison avec les travailleurs sans handicap, bien que nous constations aussi qu’une forte proportion de l’écart salarial est due à une faible productivité liée à ce type de handicap.

D’une manière générale, notre étude apporte des éléments nouveaux qui nous mettent en garde contre le fait d’attribuer automatiquement les écarts salariaux défavorables à des pratiques discriminatoires dues aux préjugés des employeurs. Ces résultats soulignent plutôt l’importance de la moindre pro-ductivité due aux caractéristiques des travailleurs et des emplois. Dans tous les cas, nous ne pouvons exclure l’existence d’une discrimination à l’encontre des travailleurs gravement handicapés, qui en général sont affectés de handi-caps lourds. Les résultats suggèrent que les politiques du marché du travail de ces pays devraient comprendre des mesures visant à accroître la productivité des personnes handicapées afin d’améliorer leur salaire. Elles devraient aussi mettre l’accent sur les mesures antidiscriminatoires à l’intention des personnes gravement handicapées afin de les aider à gagner plus, à l’exception des pays mentionnés ci-dessus où elles devraient s’étendre aussi aux personnes légè-rement handicapées. Elles devraient aussi comprendre des mesures addition-nelles – comme des dispositifs techniques, un soutien humain, des traitements médicaux, etc. – pour pallier les limitations que rencontrent dans leurs activités quotidiennes les personnes handicapées.

Ces résultats ouvrent aussi la porte à des recherches plus ciblées visant à comparer les dispositifs institutionnels de certains pays d’Europe où se mani-feste une discrimination salariale à l’encontre des personnes légèrement han-dicapées. En outre, nos résultats mettent en garde contre le fait de prendre le Royaume-Uni – pays qui fait actuellement l’objet du plus grand nombre d’ana-lyses publiées sur ce sujet – comme élément de référence en matière de handi-cap et de travail, car son marché du travail fait figure d’exception pour ce qui est de l’incidence des discriminations et de la faiblesse de la productivité du fait des caractéristiques des travailleurs.

RéférencesBaldwin, Marjorie L.; Johnson, William G. 2000: «Labor market discrimination against men

with disabilities in the year of the ADA», Southern Economic Journal, vol. 66, no 3, pp. 548-566.

—; —. 1995: «Labor market discrimination against women with disabilities», Industrial Rela-tions, vol. 34, no 4, pp. 555-577.

—; —. 1994: «Labor market discrimination against men with disabilities», Journal of Human Resources, vol. 29, no 1, pp. 1-19.

Blinder, Alan S. 1973: «Wage discrimination: Reduced form and structural estimates», Jour-nal of Human Resources, vol. 8, no 4, pp. 436-455.

Cain, Glen G. 1986: «The economic analysis of labor market discrimination: A survey», dans l’ouvrage publié sous la direction d’Orley Ashenfelter et R. Layard: Handbook of labor economics, vol. 1 (Amsterdam, North-Holland), pp. 693-785.

Chirikos, Thomas N.; Nestel, Gilbert. 1984: «Economic determinants and consequences of self-reported work disability», Journal of Health Economics, vol. 3, no 2, pp. 117-136.

Gannon, Brenda. 2005: «A dynamic analysis of disability and labour force participation in Ireland 1995–2000», Health Economics, vol. 14, no 9, pp. 925-938.


García-Serrano, Carlos; Malo, Miguel Ángel. 2002: «Discapacidad y mercado de trabajo en la Unión Europea», Cuadernos Aragoneses de Economía, vol. 12, no 2, pp. 237-255.

Gudex, Claire; Lafortune, Gaetan. 2000: An inventory of health and disability-related sur-veys in OECD countries, OECD Labour Market and Social Policy Occasional Papers, no 44 (Paris, OCDE).

Heckman, James J. 1979: «Sample selection bias as a specification error», Econometrica, vol. 47, no 1, pp. 153-161.

Jones, Melanie K. 2006: «Is there employment discrimination against the disabled?», Econo-mics Letters, vol. 92, no 1, pp. 32-37.

—; Latreille, Paul L.; Sloane, Peter J. 2006: «Disability, gender, and the British labour mar-ket», Oxford Economic Papers, vol. 58, no 3, pp. 407-449.

Kidd, Michael P.; Sloane, Peter J.; Ferko, Ivan. 2000: «Disability and the labour market: An analysis of British males», Journal of Health Economics, vol. 19, no 6, pp. 961-981.

Kreider, Brent. 1999: «Latent work disability and reporting bias», Journal of Human Resources, vol. 34, no 4, pp. 734-769.

Malo, Miguel Ángel; Pagán, Ricardo. 2007: «¿Existe la doble discriminación salarial por sexo y discapacidad en España? Un análisis empírico con datos del Panel de Hogares», Moneda y Crédito, no 225, pp. 7-42.

Oaxaca, Ronald. 1973: «Male-female wage differentials in urban labor markets», International Economic Review, vol. 14, no 3, pp. 693-709.

—; Ransom, Michael R. 1994: «On discrimination and the decomposition of wage differen-tials», Journal of Econometrics, vol. 61, no 1, pp. 5-21.

Pagán, Ricardo; Marchante, Andrés J. 2004: «Diferencias salariales por discapacidad en España: el caso de los varones», Hacienda Pública Española/Revista de Economía Pública, vol. 171, no 4, pp. 75-100.

Parsons, Donald O. 1980: «The decline in male labor force participation», Journal of Political Economy, vol. 88, no 1, pp. 117-134.

Reimers, Cordelia W. 1983: «Labor market discrimination against Hispanic and Black men», Review of Economics and Statistics, vol. 65, no 4, pp. 570-579.

Yuker, Harold E. 1987: The disability hierarchies: Comparative reactions to various types of physical and mental disabilities, document non publié (Hempstead, Hofstra University).

Handicap et écarts salariaux en Europe 65A

nnex

eTa

blea

u A

1. E

quat

ions

sal

aria

les

des

hom

mes

sel

on le

han

dica

p

Alle

mag

neA

utric

heB

elgi

que

Dan

emar

kE

spag

neFi

nlan

de

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

Anc

ienn

eté

0,02

0,01

0,04

0,01

0,01

0,03

0,01

0,02

0,01

0,02

0,00

0,02

0,01

0,02

0,01

0,01

0,01

0,01

Anc

ienn

eté

au c

arré

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Niv

eau

univ

ersi

taire

−0,

09−

0,10

−0,

06−

0,19

−0,

28−

0,22

−0,

10−

0,21

−0,

29−

0,09

−0,

05−

0,06

−0,

08−

0,12

−0,

12−

0,13

−0,

08−

0,13

Sco

larit

é se

cond

aire

−0,

13−

0,17

−0,

10−

0,26

−0,

44−

0,22

−0,

15−

0,21

−0,

33−

0,13

−0,

18−

0,12

−0,

18−

0,13

−0,

18−

0,17

−0,

13−

0,13

Mar

ié0,

120,

130,

240,

050,

050,

030,

040,

030,

040,

030,

120,

050,

09−

0,01

0,10

0,03

0,04

0,02

Trav

ail à

ple

in te

mps

−0,

07−

0,01

−0,

120,

08−

0,10

0,36

0,01

−0,

070,

020,

190,

490,

00−

0,06

−0,

230,

130,

02−

0,05

−0,

20S

ecte

ur p

rivé

−0,

10−

0,11

0,00

0,01

0,04

0,15

−0,

030,

00−

0,12

0,04

0,12

0,06

−0,

13−

0,18

−0,

13−

0,04

−0,

05−

0,02

Enc

adre

men

t —

——

0,04

0,07

0,07

0,05

0,03

0,12

0,05

0,02

0,04

0,11

0,11

0,11

0,04

0,09

0,06

Exp

érie

nce

0,03

0,02

0,04

0,01

0,02

0,01

0,01

0,00

0,03

0,01

0,01

0,01

0,01

0,03

0,02

0,01

−0,

010,

03E

xpér

ienc

e au

car

ré0,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

00E

mpl

oi p

erm

anen

t0,

080,

070,

160,

070,

000,

020,

070,

10−

0,06

0,07

−0,

030,

120,

100,

060,

060,

080,

22−

0,01

Pro

fess

ion

supé

rieur

e (a

uxilia

ires)

−

0,14

−

0,12

−

0,14

−

0,09

0,

00

−0,

12

−0,

11

−0,

09

0,01

−

0,05

0,

02

−0,

10

−0,

24

−0,

26

−0,

17

−0,

12

−0,

09

−0,

14E

mpl

oyés

−0,

18−

0,18

−0,

05−

0,18

−0,

14−

0,39

−0,

14−

0,18

−0,

08−

0,17

−0,

29−

0,18

−0,

29−

0,37

−0,

23−

0,28

−0,

24−

0,22

Ser

vice

et v

ente

s−

0,30

−0,

29−

0,33

−0,

33−

0,36

−0,

41−

0,26

−0,

32−

0,08

−0,

20−

0,19

−0,

20−

0,42

−0,

58−

0,43

−0,

29−

0,15

−0,

24A

gric

ultu

re e

t pêc

he

(qua

lifiés

)

−0,

27

−0,

25

−0,

30

−0,

26

−0,

29

−0,

39

−0,

21

−0,

22

−0,

09

−0,

17

−0,

24

−0,

22

−0,

41

−0,

50

−0,

44

−0,

21

−0,

19

−0,

18O

péra

teur

s/as

sem

blag

e−

0,27

−0,

26−

0,28

−0,

30−

0,42

−0,

46−

0,20

−0,

20−

0,02

−0,

22−

0,21

−0,

26−

0,41

−0,

42−

0,41

−0,

17−

0,17

−0,

21Tâ

ches

élé

men

taire

s−

0,34

−0,

31−

0,28

−0,

36−

0,30

−0,

49−

0,24

−0,

28−

0,16

−0,

20−

0,18

−0,

22−

0,44

−0,

53−

0,39

−0,

31−

0,20

−0,

35A

gric

ultu

re

−0,

13−

0,03

—−

0,33

−0,

400,

01−

0,01

−0,

23—

−0,

120,

03−

0,06

−0,

14−

0,25

−0,

25−

0,12

−0,

060,

06In

dust

rie0,

100,

140,

150,

050,

130,

050,

050,

040,

100,

060,

040,

100,

100,

110,

090,

080,

090,

10S

anté

mau

vais

e ou

très

mau

vais

e

0,01

−

0,04

−

0,13

−

0,04

−

0,01

−

0,17

−

0,08

−

0,02

−

0,21

0,

02

−0,

02

−0,

08

−0,

10

−0,

04

−0,

05

−0,

15

0,00

−

0,24

1996

0,03

0,02

−0,

05−

0,02

−0,

030,

020,

030,

020,

110,

070,

030,

040,

040,

050,

06—

——

1997

0,03

0,02

0,06

−0,

030,

02−

0,03

0,02

0,00

0,12

0,08

−0,

030,

050,

000,

160,

06−

0,01

−0,

010,

0219

980,

040,

040,

070,

000,

04−

0,01

0,04

0,05

0,07

0,10

0,13

0,08

0,00

0,14

0,01

0,03

0,06

0,04

1999

0,07

0,06

0,10

0,07

0,12

0,04

0,00

−0,

150,

080,

140,

110,

100,

070,

120,

090,

020,

060,

0720

000,

130,

130,

110,

140,

170,

060,

070,

120,

350,

150,

120,

130,

090,

220,

090,

080,

140,

1720

01−

2,87

−2,

90−

2,87

0,79

0,83

0,77

−1,

87−

1,88

−1,

850,

110,

100,

122,

422,

522,

40−

0,36

−0,

41−

0,45

Con

stan

te2,

002,

021,

561,

921,

971,

491,

932,

001,

981,

671,

441,

711,

952,

011,

741,

831,

812,

02

Nom

bre

d’ob

serv

atio

ns12

192

4 34

123

19

038

809

334

4 92

539

319

24

949

647

796

16 0

9870

91

136

4 45

281

763

9

Sal

aire

moy

en (L

og)

1,67

71,

593

1,79

02,

045

1,99

12,

065

1,76

81,

756

1,76

62,

113

2,04

12,

112

2,22

32,

019

2,23

21,

814

1,82

31,

853

Revue internationale du Travail 66Ta

blea

u A

1. E

quat

ions

sal

aria

les

des

hom

mes

sel

on le

han

dica

p (fi

n)

Irlan

deIta

lieP

ays-

Bas

Por

tuga

lR

oyau

me-

Uni

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

Anc

ienn

eté

0,02

0,02

0,04

0,02

0,02

0,02

0,02

0,01

0,02

0,02

0,01

0,02

0,03

0,02

0,02

Anc

ienn

eté

au c

arré

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Niv

eau

univ

ersi

taire

−0,

19−

0,17

−0,

46−

0,18

−0,

07−

0,18

−0,

14−

0,11

−0,

19−

0,29

−0,

50−

0,46

−0,

080,

03−

0,07

Sco

larit

é se

cond

aire

−0,

26−

0,19

−0,

63−

0,25

−0,

10−

0,25

−0,

15−

0,13

−0,

18−

0,44

−0,

58−

0,67

−0,

16−

0,09

−0,

11M

arié

0,20

0,16

0,09

0,07

0,08

−0,0

10,

140,

150,

170,

100,

120,

180,

130,

100,

13Tr

avai

l à p

lein

tem

ps0,

02−

0,09

−0,

13−

0,16

−0,

18−

0,53

0,06

−0,

090,

08−

0,13

0,00

0,77

0,02

0,02

−0,

03S

ecte

ur p

rivé

−0,

24−

0,23

−0,

29−

0,08

−0,

110,

02−

0,06

−0,

06−0

,06

−0,

15−

0,16

−0,0

4−

0,07

−0,

21−

0,07

Enc

adre

men

t0,

050,

030,

010,

080,

090,

030,

050,

04−0

,04

0,16

0,16

0,07

0,07

0,02

0,08

Exp

érie

nce

0,00

0,00

0,02

0,01

0,00

0,02

0,01

0,01

0,00

0,00

−0,

010,

010,

010,

020,

03E

xpér

ienc

e au

car

ré0,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

00E

mpl

oi p

erm

anen

t0,

060,

15−

0,06

0,07

0,11

0,01

0,11

0,26

0,24

0,03

0,09

−0,0

10,

050,

210,

08P

rofe

ssio

n su

périe

ure

(aux

iliaire

s)−

0,09

−0,

03−

0,11

−0,

19−

0,16

−0,

18−

0,10

−0,

01−0

,06

−0,

100,

000,

25−

0,05

−0,

07−

0,07

Em

ploy

és−

0,22

−0,

19−

0,02

−0,

24−

0,18

−0,

13−

0,16

−0,

16−

0,21

−0,

22−

0,19

−0,0

8−

0,27

−0,

33−

0,31

Ser

vice

et v

ente

s−

0,24

−0,

35−

0,11

−0,

33−

0,35

−0,

29−

0,24

−0,

17−

0,31

−0,

39−

0,29

−0,

36−

0,35

−0,

25−

0,41

Agr

icul

ture

et p

êche

(qua

lifiés

)−

0,22

−0,

21−

0,03

−0,

36−

0,31

−0,

28−

0,25

−0,

26−

0,32

−0,

42−

0,38

−0,

23−

0,28

−0,

28−

0,30

Opé

rate

urs/

asse

mbl

age

−0,

25−

0,23

0,02

−0,

29−

0,26

−0,

16−

0,26

−0,

25−

0,45

−0,

36−

0,34

−0,2

1−

0,29

−0,

26−

0,37

Tâch

es é

lém

enta

ires

−0,

37−

0,34

−0,

09−

0,38

−0,

31−

0,30

−0,

32−

0,43

−0,

24−

0,47

−0,

440,

00−

0,40

−0,

28−

0,43

Agr

icul

ture

−

0,36

−0,

23−

0,47

−0,

130,

00−0

,12

−0,

14−

0,09

−0,

16−

0,30

−0,

24−

0,37

−0,

18−

0,44

−0,

09In

dust

rie0,

130,

170,

290,

000,

040,

000,

000,

020,

000,

020,

090,

040,

060,

100,

13S

anté

mau

vais

e ou

très

mau

vais

e−

0,24

−0,

17−

0,11

−0,

07−

0,03

−0,0

40,

00−

0,02

−0,

17−

0,10

0,02

−0,0

8−

0,07

−0,

05−

0,03

1996

−0,

04−

0,05

−0,

110,

000,

010,

000,

020,

030,

110,

020,

000,

010,

050,

140,

0319

970,

010,

02−

0,02

0,01

0,06

−0,0

90,

080,

050,

130,

070,

03−0

,14

0,06

0,07

0,05

1998

−0,

010,

030,

020,

050,

100,

080,

150,

080,

170,

080,

08−0

,03

0,06

0,11

0,06

1999

0,00

0,02

0,03

0,08

0,08

0,15

0,14

0,15

0,20

0,11

0,08

0,05

0,10

0,14

0,09

2000

0,04

0,00

0,05

0,05

0,07

0,12

0,13

0,11

0,12

0,17

0,11

0,08

0,14

0,20

0,14

2001

−7,

54−

7,64

−7,

493,

823,

833,

770,

210,

180,

300,

160,

120,

030,

00−

0,02

−0,

03C

onst

ante

2,17

2,08

2,22

1,75

1,47

2,09

1,86

1,85

1,75

1,91

1,73

0,99

1,77

1,53

1,82

Nom

bre

d’ob

serv

atio

ns6

540

372

247

16 0

1068

128

312

133

1 68

762

013

409

1 27

328

09

525

480

2 65

2

Sal

aire

moy

en (L

og)

1,40

61,

188

1,34

31,

872

1,72

11,

939

2,20

72,

147

2,19

71,

360

1,20

51,

449

2,03

81,

979

2,01

6

Not

e: c

oeffi

cien

t est

imé

sign

ifica

tif a

u se

uil d

e p

< 0

,05

(en

gras

). To

utes

les

régr

essi

ons

com

pren

nent

des

var

iabl

es b

inai

res

régi

onal

es (q

ui n

e fig

uren

t pas

ici f

aute

de

plac

e).

San

s ha

ndic

ap (N

), ha

ndic

ap g

rave

(HG

) et

hand

icap

lége

r (H

L).

La m

entio

n H

G c

orre

spon

d au

x pe

rson

nes

hand

icap

ées

jusq

ue d

ans

leur

s ac

tivité

s qu

otid

ienn

es,

et la

men

tion

HL

corr

espo

nd a

ux p

erso

nnes

ha

ndic

apée

s sa

ns q

ue c

ela

affe

cte

leur

s ac

tivité

s qu

otid

ienn

es.

Handicap et écarts salariaux en Europe 67Ta

blea

u A

2. E

quat

ions

sal

aria

les

des

fem

mes

sel

on le

han

dica

p

Alle

mag

neA

utric

heB

elgi

que

Dan

emar

kE

spag

neFi

nlan

de

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

Anc

ienn

eté

0,01

0,01

−0,

010,

010,

01−

0,01

0,01

0,01

0,00

0,01

0,02

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,01

0,00

Anc

ienn

eté

au c

arré

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Niv

eau

univ

ersi

taire

−0,

10−

0,14

0,21

−0,

17−

0,16

0,04

−0,

12−

0,12

−0,

04−

0,06

−0,

06−

0,08

−0,

060,

00−

0,05

−0,

07−

0,13

−0,

08S

cola

rité

seco

ndai

re−

0,15

−0,

170,

40−

0,24

−0,

260,

01−

0,20

−0,

24−

0,02

−0,

11−

0,26

−0,

23−

0,15

−0,

08−

0,16

−0,

09−

0,12

−0,

07M

arié

−0,

04−

0,05

−0,

11−

0,04

−0,

09−

0,07

−0,

03−

0,07

−0,

030,

040,

100,

020,

040,

110,

040,

000,

01−

0,01

Trav

ail à

ple

in te

mps

−0,

03−

0,01

−0,

24−

0,10

−0,

18−

0,14

−0,

11−

0,24

−0,

35−

0,06

0,09

0,01

−0,

10−

0,01

−0,

01−

0,01

0,03

0,04

Sec

teur

priv

é−

0,11

−0,

140,

11−

0,05

−0,

10−

0,18

−0,

05−

0,08

0,00

0,02

0,01

−0,

04−

0,20

−0,

19−

0,26

0,01

−0,

02−

0,02

Enc

adre

men

t —

——

0,07

0,08

0,14

0,05

0,06

0,03

0,03

−0,

010,

040,

070,

050,

000,

040,

050,

04E

xpér

ienc

e0,

020,

030,

030,

010,

000,

030,

010,

010,

030,

010,

010,

010,

020,

020,

030,

010,

000,

01E

xpér

ienc

e au

car

ré0,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

000,

00E

mpl

oi p

erm

anen

t0,

090,

14−

0,14

0,11

0,18

0,00

0,03

0,12

0,00

0,06

0,03

0,06

0,12

0,16

0,13

0,06

0,10

0,14

Pro

fess

ion

supé

rieur

e (a

uxilia

ires)

−

0,19

−

0,17

−

0,53

−

0,09

−

0,15

−

0,17

−

0,09

−

0,12

−

0,15

−

0,07

−

0,06

−

0,06

−

0,29

−

0,22

−

0,29

−

0,16

−

0,14

−

0,12

Em

ploy

és−

0,24

−0,

23−

0,75

−0,

17−

0,20

−0,

22−

0,12

−0,

11−

0,05

−0,

15−

0,04

−0,

09−

0,38

−0,

33−

0,40

−0,

20−

0,22

−0,

18S

ervi

ce e

t ven

tes

−0,

42−

0,38

−1,

14−

0,33

−0,

39−

0,67

−0,

20−

0,30

−0,

54−

0,25

−0,

14−

0,17

−0,

53−

0,52

−0,

48−

0,29

−0,

27−

0,29

Agr

icul

ture

et p

êche

(q

ualifi

és)

−

0,33

−

0,39

−

0,77

−

0,40

−

0,45

−

0,64

−

0,30

−

0,46

—

−

0,11

−

0,03

−

0,20

−

0,57

−

0,40

−

0,41

−

0,28

−

0,29

−

0,28

Opé

rate

urs/

asse

mbl

age

−0,

37−

0,33

−1,

00−

0,31

−0,

37−

0,36

−0,

19−

0,24

—−

0,25

0,01

−0,

18−

0,53

−0,

30−

0,35

−0,

29−

0,34

−0,

17Tâ

ches

élé

men

taire

s−

0,45

−0,

43−

1,18

−0,

40−

0,48

−0,

74−

0,24

−0,

26−

0,30

−0,

28−

0,12

−0,

17−

0,56

−0,

53−

0,54

−0,

35−

0,34

−0,

44A

gric

ultu

re

−0,

21−

0,16

−0,

89−

0,24

−0,

060,

160,

07—

−0,

27−

0,04

0,20

0,00

0,01

−0,

23−

0,04

−0,

17−

0,06

−0,

09In

dust

rie0,

060,

08−

0,23

0,03

0,03

−0,

040,

000,

12−

0,14

0,00

−0,

040,

040,

05−

0,15

−0,

030,

000,

00−

0,07

San

té m

auva

ise

ou tr

ès m

auva

ise

0,

01

−0,

01

−0,

18

0,05

0,

00

−0,

25

−0,

07

0,05

−

0,10

−

0,02

−

0,02

0,

11

0,01

0,

00

−0,

05

−0,

13

−0,

05

−0,

2319

960,

030,

04−

0,20

0,02

−0,

110,

080,

040,

100,

180,

070,

060,

020,

030,

000,

11—

——

1997

0,04

0,05

−0,

180,

010,

00−

0,01

0,03

0,13

0,10

0,09

0,07

0,05

0,02

−0,

030,

060,

020,

020,

0219

980,

030,

060,

030,

03−

0,03

0,06

0,05

0,13

0,14

0,14

0,14

0,10

−0,

020,

050,

070,

060,

070,

0519

990,

080,

10−

0,23

0,08

0,02

0,09

0,06

0,32

0,31

0,18

0,18

0,11

0,06

0,04

0,17

0,08

0,08

0,11

2000

0,13

0,17

−0,

130,

140,

100,

160,

040,

110,

180,

170,

180,

130,

070,

070,

200,

110,

100,

1020

01−

2,86

−2,

82−

3,08

0,81

0,74

0,67

−1,

86−

1,81

−1,

730,

170,

160,

052,

392,

252,

520,

140,

100,

19C

onst

ante

2,02

1,90

2,62

1,96

2,09

2,31

2,08

2,13

2,09

1,87

1,54

1,87

2,02

1,87

1,74

3,72

3,63

3,66

Nom

bre

d’ob

serv

atio

ns8

572

3 65

014

76

448

489

167

4 13

527

210

34

480

842

702

9 03

640

358

24

681

1 16

675

4

Sal

aire

moy

en (L

og)

1,41

51,

352

1,42

51,

861

1,86

01,

885

1,66

11,

623

1,48

82,

037

2,00

22,

041

2,13

51,

949

2,17

51,

697

1,64

31,

669

Revue internationale du Travail 68Ta

blea

u A

2. E

quat

ions

sal

aria

les

des

fem

mes

sel

on le

han

dica

p (fi

n)

Irlan

deIta

lieP

ays-

Bas

Por

tuga

lR

oyau

me-

Uni

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

NH

DN

HD

Anc

ienn

eté

0,01

0,02

0,01

0,01

0,01

0,02

0,01

0,01

0,02

0,01

0,00

0,01

0,02

0,00

0,01

Anc

ienn

eté

au c

arré

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Niv

eau

univ

ersi

taire

−0,2

0−0

,28

−0,2

0−0

,17

−0,2

7−0

,32

−0,1

0−0

,01

−0,0

5−0

,33

−0,3

9−0

,29

−0,0

3−0

,06

−0,

08S

cola

rité

seco

ndai

re−0

,29

−0,4

4−0

,32

−0,2

7−0

,31

−0,3

1−0

,11

−0,1

00,

02−0

,47

−0,4

7−0

,36

−0,1

2−0

,08

−0,

13M

arié

0,03

0,04

0,04

0,05

0,04

0,04

0,05

0,04

0,02

0,03

0,08

0,10

0,05

0,03

0,04

Trav

ail à

ple

in te

mps

−0,0

2−0

,04

−0,0

8−0

,14

−0,1

0−0

,36

−0,0

2−0

,03

−0,1

30,

000,

110,

170,

000,

000,

01S

ecte

ur p

rivé

−0,2

0−0

,20

−0,1

1−0

,14

−0,1

30,

00−0

,06

−0,0

7−0

,10

−0,2

3−0

,20

−0,1

6−0

,11

−0,1

1−

0,17

Enc

adre

men

t0,

010,

020,

080,

050,

010,

020,

050,

040,

100,

100,

090,

080,

070,

010,

06E

xpér

ienc

e0,

020,

010,

010,

000,

000,

050,

020,

010,

020,

010,

01−0

,01

0,01

0,02

0,02

Exp

érie

nce

au c

arré

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

0,00

Em

ploi

per

man

ent

0,08

0,22

−0,0

20,

080,

14−0

,03

0,13

0,25

0,29

0,09

0,05

0,12

0,04

0,20

0,07

Pro

fess

ion

supé

rieur

e (a

uxilia

ires)

−0,1

6−0

,10

0,03

−0,1

8−0

,21

−0,0

2−0

,09

−0,1

1−0

,06

−0,1

0−0

,16

−0,2

4−0

,09

−0,1

5−

0,05

Em

ploy

és−0

,28

−0,2

3−0

,12

−0,2

6−0

,29

−0,3

3−0

,17

−0,2

1−0

,18

−0,2

7−0

,36

−0,5

2−0

,21

−0,2

4−

0,17

Ser

vice

et v

ente

s−0

,40

−0,3

7−0

,36

−0,3

7−0

,40

−0,5

0−0

,33

−0,3

3−0

,41

−0,5

5−0

,74

−0,7

6−0

,43

−0,5

1−

0,39

Agr

icul

ture

et p

êche

(qua

lifiés

)−0

,39

−0,2

10,

01−0

,40

−0,3

9−0

,62

−0,1

9−0

,24

−0,0

6−0

,67

−0,8

1−0

,71

−0,3

0−0

,42

−0,

30O

péra

teur

s/as

sem

blag

e−0

,30

−0,3

4−0

,15

−0,3

4−0

,35

−0,6

0−0

,28

−0,2

0−0

,62

−0,5

2−0

,65

−0,6

9−0

,39

−0,4

3−

0,44

Tach

es é

lém

enta

ires

−0,4

1−0

,40

−0,2

7−0

,40

−0,4

8−0

,42

−0,3

4−0

,40

−0,3

9−0

,54

−0,6

9−0

,49

−0,4

1−0

,54

−0,

43A

gric

ultu

re

−0,3

8—

—−0

,18

−0,2

4—

−0,0

5−0

,05

−0,1

1−0

,05

−0,1

6−0

,14

−0,1

60,

25−

0,14

Indu

strie

0,09

0,02

0,00

0,00

−0,1

0−0

,07

−0,0

1−0

,01

0,03

−0,0

1−0

,06

−0,1

40,

080,

100,

14S

anté

mau

vais

e ou

très

mau

vais

e−0

,12

−0,0

4−0

,22

−0,0

3−0

,03

−0,0

40,

09−0

,01

0,12

−0,0

7−0

,02

−0,2

0−0

,02

0,01

−0,

0319

96−0

,02

−0,2

2−0

,03

−0,0

10,

000,

010,

040,

090,

060,

01−0

,06

0,02

0,04

0,20

0,02

1997

0,05

−0,0

30,

14−0

,03

−0,0

10,

110,

090,

110,

130,

070,

010,

050,

060,

120,

0719

980,

04−0

,06

0,06

0,01

0,02

0,23

0,19

0,20

0,13

0,08

0,08

0,04

0,05

0,18

0,06

1999

0,04

−0,0

90,

070,

050,

100,

120,

150,

250,

100,

100,

06−0

,01

0,09

0,19

0,11

2000

0,10

0,08

0,15

0,02

0,09

0,06

0,17

0,23

0,08

0,16

0,12

0,02

0,15

0,21

0,18

2001

−7,4

6−7

,45

−7,3

23,

773,

873,

790,

230,

300,

290,

130,

11−0

,03

0,00

0,04

0,00

Con

stan

te2,

202,

162,

041,

761,

801,

861,

851,

761,

711,

912,

031,

861,

781,

701,

79

Nom

bre

d’ob

serv

atio

ns4

847

272

160

10 3

9549

814

58

282

1 49

732

210

002

1 00

423

68

863

661

2 59

8

Sal

aire

moy

en (L

og)

1,14

60,

988

0,79

11,

811

1,77

71,

928

2,05

22,

068

2,05

31,

278

1,20

41,

401

1,86

11,

837

1,83

0

Not

e: c

oeffi

cien

t est

imé

sign

ifica

tif a

u se

uil d

e p

< 0

,05

(en

gras

). To

utes

les

régr

essi

ons

com

pren

nent

des

var

iabl

es b

inai

res

régi

onal

es (q

ui n

e fig

uren

t pas

ici f

aute

de

plac

e).

San

s ha

ndic

ap (N

), ha

ndic

ap g

rave

(HG

) et

hand

icap

lége

r (H

L). L

a m

entio

n H

G c

orre

spon

d au

x pe

rson

nes

hand

icap

ées

jusq

ue d

ans

leur

s ac

tivité

s qu

otid

ienn

es, e

t la

men

tion

HL

corr

espo

nd a

ux p

erso

nnes

ha

ndic

apée

s sa

ns q

ue c

ela

affe

cte

leur

s ac

tivité

s qu

otid

ienn

es.


Figure A1. Répartition de la population totale (en %) selon le degré de handicap*

0

20

40

60

80

100Hommes

Femmes

0

20

40

60

80

100

Note: Données pondérées.* La mention handicap grave correspond aux personnes handicapées jusque dans leurs activités quotidiennes, et la mention handicap léger correspond aux personnes handicapées sans que cela affecte leurs activités quoti-diennes.Source: Panel communautaire des ménages (ECHP), 1995-2001.

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne

Espag

ne

Portug

alIta

lie

Royau

me-Uni

Autrich

e

Belgiqu

e

Danem

ark

Finlan

de

Irland

e

Pays-

Bas

Allemag

ne


Documents

Handicap et écarts salariaux en Europe: discrimination ou moindre productivité?