Effet des caractéristiques de l’exploitant agricole et de sa famille

Effet des caractéristiques de l’exploitant agricole et de sa famille

IV- Les résultats économétriques

Nous cherchons donc, par notre modèle économétrique, à comprendre les mutations qu’a connues la main-d’œuvre du secteur des fruits et légumes et à tester certaines de nos propositions théoriques, notamment le caractère assurantiel de la main-d’œuvre permanente par rapport aux coûts de recrutement de la main-d’œuvre saisonnière.

Pour ce faire, nous avons choisi d’estimer, par un logit multinomial, la probabilité d’appartenance à chaque régime de travail (i.e. chaque combinaison de différents types de travail : familial, salarié permanent et salarié saisonnier).

Notre estimation vise à comprendre les déterminants de la demande de travail sur les exploitations et les relations de substitution et de complémentarité qui existent entre les trois types de main-d’œuvre. Elle se fonde sur des données d’exploitations familiales spécialisées dans la production de fruits et légumes.

Afin de pouvoir directement interpréter les coefficients, nous avons calculé les effets marginaux après l’estimation du logit multinomial214. Les effets marginaux sont présentés dans le Tableau 54. Ils représentent les effets d’un changement marginal (ou discret) des variables explicatives sur la probabilité d’adoption de chacun des régimes.

Comme nous l’avons vu précédemment, les coefficients issus de l’estimation du logit multinomial ne sont pas interprétables directement : chaque coefficient représente l’effet de la variable considérée sur la probabilité d’appartenir à un régime de travail particulier relativement à la probabilité d’appartenir au régime de référence (régime 100).

L’analyse des effets marginaux est plus aisée. Les résultats de l’estimation du logit multinomial sont cependant disponibles en annexe (voir Annexe 3).

Dans plusieurs articles [Benjamin et al., 1996 ; Benjamin et Kimhi, 2006], l’effet d’un changement marginal d’une variable sur la probabilité d’existence d’une catégorie de main- d’œuvre a été calculé en sommant les effets marginaux pour l’ensemble des régimes dans lesquels la variable de participation du type de main-d’œuvre étudiée était égale à 1.

Par exemple, pour connaître l’effet d’une variable exogène sur la probabilité d’employer du travail permanent, ces auteurs sommeraient les effets marginaux de cette variable dans les régimes où le travail permanent est présent (régimes 010, 011, 110 et 111)215.

Nous avons préféré travailler sur les effets marginaux non sommés afin de pouvoir interpréter les coefficients au niveau de l’ensemble de huit régimes de travail et non au niveau agrégé des trois types de main-d’œuvre.

Le pseudo R2 de notre estimation est de 0,21 et l’hypothèse d’absence de pouvoir explicatif du modèle est rejetée. Toutes nos variables ont un effet significatif dans au moins un des régimes.

L’introduction des variables explicatives à l’intérieur du modèle a été faite progressivement afin de contrôler pas à pas la multicolinéarité des variables.

De plus, le modèle reste robuste à l’introduction et au retrait de variables explicatives par groupe (caractéristiques de l’exploitant, de la famille, de l’exploitation et de la localisation).

Nous exposons l’analyse des résultats selon nos quatre groupes de variables explicatives puis nous en présentons une synthèse dans la conclusion de ce chapitre.

Dans un premier temps, nous explicitons les effets des caractéristiques de l’exploitant et de la famille sur la probabilité d’appartenir aux différents régimes, puis les effets des caractéristiques de l’exploitation et les effets des caractéristiques de la localisation.

Tableau 54-Effets marginaux sur la probabilité d’appartenir à chacun des régimes de travail

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Observations =16181 Pseudo-R2 =0.212

Écarts-types entre parenthèses, *** p<0.01, ** p<0.05, * p

° signale le changement discret de 0 à 1 pour les variables qualitatives.

Les indicatrices régionales sont incluses dans la régression.

IV.1 – L’analyse de l’effet des caractéristiques de l’exploitant et de sa famille

L’âge et l’expérience de l’exploitant n’ont pas ou peu d’influence sur la probabilité d’appartenance aux différents régimes de travail. Le niveau de formation de l’exploitant, tant technique que général, influence, quant à lui, significativement certaines probabilités d’appartenance aux différents régimes de travail.

En effet, le niveau de formation agricole de l’exploitant réduit significativement la probabilité de l’exploitation d’être dans le régime purement familial (régime 100) et augmente sa probabilité d’être dans le régime purement salarial (régime 011).

Le niveau de formation générale de l’exploitant réduit la propension à être dans les régimes non salariaux (régimes 100 et 000) et dans les régimes avec des travailleurs salariés saisonniers (régimes 101 et 001).

À l’inverse, il augmente la propension à être dans le régime purement salarial (régime 011) et dans le régime avec du travail salarié permanent (régime 010).

Comme attendu, nos résultats montrent que le niveau d’éducation du chef d’exploitation, tant général que technique, accroît la probabilité de recours au travail salarié, notamment permanent.

Ainsi, comme l’ont suggéré un certain nombre de travaux [Benjamin et al., 1996 ; Benjamin et Kimhi, 2006 ; Blanc et al., 2008], l’accroissement du capital humain de l’exploitant augmente l’efficience de l’exploitation et permet, par un effet revenu, le recours à une main-d’œuvre salariée, plus particulièrement permanente, sur l’exploitation.

Le nombre de membres de la famille ayant entre 15 et 70 ans (et autres que chef et co-exploitants) augmente la probabilité de l’exploitation d’être dans les régimes familiaux (régimes 100, 101, 111) et diminue la probabilité d’être dans les régimes où la famille (autre que l’exploitant) ne travaille pas sur l’exploitation (régimes 000, 001, 010, 011).

Ainsi, de manière non surprenante, plus la taille du réservoir de main-d’œuvre familial augmente, plus la probabilité de faire appel à cette main-d’œuvre augmente. Ce résultat suggère que la main- d’œuvre familiale, qui regroupe le conjoint et les autres membres de la famille en âge de travailler, sont substituts au travail salarié.

Ce résultat avait été mis en avant dans des travaux précédents [Findeis et Lass, 1994 ; Benjamin et Kimhi, 2006]. On notera cependant que cet effet est moins net dans les régimes où le travail permanent existe, ce qui suggère que la substitution est plus marquée entre le travail familial et le travail salarié permanent.

L’existence d’une compétence agricole technique au sein des membres de la famille est positivement corrélée à la probabilité d’être dans des régimes familiaux (régimes 100, 101, 111) et négativement corrélée à la probabilité d’être dans des régimes où la famille ne travaille pas sur l’exploitation (régimes 000, 001, 010, 011).

La formation technique de la main-d’œuvre familiale accroît sa productivité sur l’exploitation. Elle est corrélée à un plus grand recours à cette main-d’œuvre216. Étant donné qu’elle est aussi corrélée à un moindre recours au travail salarié, la main-d’œuvre familiale et la main-d’œuvre salariée semblent substituts.

Le niveau d’éducation générale des membres de la famille a, quant-à lui, un effet inverse. Un niveau élevé de formation générale diminue la probabilité d’être dans les régimes où la main- d’œuvre familiale travaille sur l’exploitation et augmente la probabilité d’être dans les régimes où elle n’y travaille pas.

Nos résultats suggèrent que le niveau de formation générale de la famille (autre que chef et co-exploitant) accroît la productivité du travail hors de l’exploitation plus que la productivité du travail sur l’exploitation. Il augmente ainsi les opportunités d’emploi de la famille à l’extérieur de l’exploitation et diminue la probabilité de travail sur l’exploitation.

Conjointement, il augmente la probabilité de recours au travail salarié suggérant là encore que le travail familial et le travail salarié sont substituts. Ces résultats vont dans le sens des travaux précédents qui se centraient plus particulièrement sur le travail de la femme [Benjamin et al., 1996 ; Benjamin et Kimhi, 2006].

L’existence d’enfants en bas âge diminue la propension à être dans le régime purement familial (régime 100) et augmente la propension à être dans le régime purement salarial (régime 011) et dans le régime avec de la main-d’œuvre salarié permanente (régime 010).

Les conjoints sont, dans leur grande majorité, inclus dans les membres de la famille que nous étudions. La présence d’enfants en bas âge implique une activité domestique plus importante et donc une moindre activité sur l’exploitation de la part des conjoints.

Elle va de pair avec une plus grande probabilité de recours au travail salarié et plus précisément au travail salarié permanent. Le travail de la famille et le travail des salariés permanents semblent donc substituts.

Comme attendu, la variable de contrôle coex (présence de co-exploitants) capture la sous- estimation du travail familial.

Les résultats concernant les caractéristiques de l’exploitant et de sa famille montrent, selon toutes attentes, que le travail salarié est substitut au travail familial : la famille qui se désengage du travail sur l’exploitation est remplacée par une main-œuvre salariée permanente.

Ces résultats sont cohérents avec la littérature [Findeis et Lass, 1994 ; Benjamin et al., 1996 ; Benjamin et Kimhi, 2006 ; Blanc et al., 2008].

Grâce à la distinction entre travail salarié permanent et travail salarié saisonnier, nous montrons, de plus, que la substitution semble plus marquée entre la famille et le travail salarié permanent qu’entre la famille et le travail salarié saisonnier.