L’accès au marché du travail des jeunes au Togo et au Bénin
1 avril 2021L’accès au marché du travail des jeunes au Togo et au Bénin : une évidence paramétrique et semi-paramétrique
Résumé
L’objectif de cet article est d’analyser les opportunités d’accès des jeunes au marché du travail au Togo et au Bénin. Pour ce faire, des modèles paramétriques (probit) et semi‐paramétriques (Klein & Spady a indice unique) ont été appliqués aux données d’Enquêtes de la Transition vers la Vie Active (ETVA) réalisées en 2012 sur les jeunes de 15 à 29 ans. Les résultats révèlent principalement que l’accès au marché du travail est difficile pour les jeunes éduqués. Cette difficulté est due à un chômage structurel qui s’établit pour ces jeunes. De plus, le contexte professionnel des parents influence fortement les jeunes à se maintenir dans le même secteur d’activité.
Abstract
The objective of this article is to analyse young people’s access to the labour market in Togo and Benin. To do this, Klein and Spady parametric (Probit) and semi-parametric models were applied to the Active Life Transition Surveys (ETVA) data on young people aged 15 to 29 years in 2012 in Benin and Togo. The results of the analysis mainly reveal that access to the labour market is difficult for educated young people. This difficulty is due to structural unemployment for these young people. The professional context of the father and mother strongly influences young people to remain in their parents’ sector of activity. Indeed, the negative impact of education on the level of employment augurs an obligation towards a better match between training and employment and the creation of incentive and integration mechanisms for young people. In view of these results, it is up to the public authorities to set up state-of-the-art technological training structures in order to improve the employability of young people.
1. Introduction
Comprendre la participation au marché du travail a attiré l’attention d’un groupe d’économistes pendant des décennies (Neumark, 2018). La libre participation au marché du travail est considérée comme un élément crucial de la modernisation et du développement économique (Naidu et Yuchtman, 2013). La décision de participation découle du modèle néo-classique d’offre de travail (Lesueur et Sabatier, 2008). Ainsi la participation au marché du travail signifie pour un individu de faire le choix entre le travail et le loisir (Fadayomi et Olurinola, 2014; Mincer, 1962). Le marché du travail a un double sens. Au sens courant, il désigne la situation de l’emploi dans une économie et, plus précisément, l’état des emplois disponibles (nature, qualifications exigées, quantité).
On dira ainsi que les demandeurs d’emploi, c’est à dire les chômeurs, ont des difficultés pour s’insérer sur le marché du travail car les offres d’emploi des entreprises sont insuffisantes. Le marché du travail est aussi un concept économique. C’est un marché mettant en relation ceux qui offrent leur travail (les salariés) et ceux qui demandent ce service qu’est le travail (facteur de production pour les entreprises). De façon similaire, Il y a appariement entre l’offre et la demande de travail lorsque celles-ci se rencontrent (Hall, 1979; Pissarides, 1990). Cependant le nombre d’embauche dépend de la confrontation des offres et des demandes d’emplois. Cette représentation du processus d’appariement entre emploi et travailleurs permet d’analyser les déterminants du chômage dans un cadre macroéconomique.
La participation au marché du travail traduit le fait que l’individu opère le choix de consacrer une partie de son temps au travail en l’échange d’une rémunération. En effet, l’élément important qui joue sur l’offre de travail est le salaire (le salaire réel et le salaire de réservation). Mais il n’est pas le seul facteur pouvant influencer l’offre de travail. En fait, les développements théoriques plus récents en microéconomie ont bien montré que le salaire n’est pas la seule variable d’ajustement de l’offre et de la demande de travail (Coriat and Weinstein, 1995). Ainsi dans le contexte africain, le niveau de l’offre de travail ainsi que sa qualité ne dépendent pas seulement du salaire réel mais aussi d’autres facteurs liés aux caractéristiques de l’individu et celle de son environnement institutionnel ou familial (Cahuc and Zylberberg, 1996). La théorie économique s’est penchée sur le comportement des individus sur les marchés du travail. Les comportements de participation au marché du travail ont été abordés sous plusieurs angles. De même, les caractéristiques socioéconomiques et démographiques des parents pouvant influencer les comportements des individus sur le marché du travail ont également été étudiées.
L’étude des relations entre les facteurs socioéconomiques et la participation au marché du travail fait l’objet de nombreux travaux de recherches depuis les contributions de Becker (1964) et de Mincer (1974). Dans ces travaux, différents aspects spécifiques ont été pris en compte par les auteurs, comme, par exemple le genre, l’éducation, le revenu des ménages, les caractéristiques d’entreprise (Glick and Sahn, 1997; Kadzamira, 2003; Castel et al., 2010; Nyaga, 2010; Maman, 2017). La plupart de ces travaux ont utilisé les modèles à choix binaires. Ces modèles à choix binaires jouent un rôle de premier plan en micro économétrie. L’estimation est généralement effectuée à l’aide de Logit ou de Probit.
Portée de l’étude
Dans cet article, le choix porte sur deux pays frontaliers de l’Afrique de l’Ouest. Nous retenons, pour des raisons de disponibilité des données, le Togo et le Bénin. Ces derniers partagent les mêmes réalités socioculturelles. Sur le plan démographique, la jeunesse représente une forte proportion en augmentation dans les populations du Togo et du Bénin. Ce qui représente une opportunité au regard de la main d’oeuvre. Sur le plan économique, la croissance des deux pays est relativement stable avec des taux de croissance moyen de 5,24 % et 5,04% respectivement1 pour le Togo et le Bénin. Mais nous constatons que le taux de chômage au Bénin est très faible par rapport à celui du Togo (BIT, 2018). Cette différence du taux de chômage nous a poussé à retenir ces deux pays voisins afin de mieux comprendre les problèmes liés à l’accès à l’emploi notamment celui des jeunes. Par ailleurs, nous disposons des données sur la situation de l’emploi des jeunes 15 à 29 ans pour les deux pays. Aujourd’hui, l’emploi et les opportunités des jeunes sont les préoccupations prioritaires dans leur agenda du développement.
Les données statistiques de l’OIT montrent qu’au Togo, en 2011, l’effectif des jeunes âgés de 15-29 ans est de 26,8%. Parmi eux, il y a 980230 jeunes femmes (54,2 %) pour 828 113 jeunes hommes (45,8 %). Le taux de sous-emploi est de 28,6% de la population active. Par ailleurs le taux de participation de la main d’oeuvre des jeunes est de 64,5%. Cependant, le taux de chômage des jeunes est de 1,9%. Par rapport à la transition formation emploi, 45,5% des jeunes togolais ont achevé leur transition. Pour le Bénin, le pourcentage des jeunes de 15-29 ans qui travaillent dans le secteur informel est de 89,7%. Le taux de participation de la main d’oeuvre des jeunes est de 64,5% et le taux de chômage des jeunes est de 2,8%. En outre, le pourcentage de jeunes de 15-24 ans qui ont transité est de 19,7%. La durée moyenne de la transition vers un emploi stable est de 11 mois (OIT, 2010). Ces statistiques montrent clairement comment les jeunes participent au marché du travail au Togo et au Bénin. Les chiffres de l’emploi, et surtout ceux du chômage, occupent une place importante dans le débat public (Erhel et Gautié, 2016). Les analyses faites quant à l’importance et la contribution de l’insertion des jeunes à la croissance économique nous conduisent à nous poser la question fondamentale de recherche suivante : quels sont les facteurs qui gouvernent l’accès au marché du travail des jeunes au Togo et au Bénin ? La réponse à cette question nous permettra de dégager les variables susceptibles d’influencer l’accès au marché du travail.
Objectifs
L’objectif principal de cet article est d’analyser les opportunités d’accès des jeunes au marché du travail au Togo et au Bénin. De façon spécifique, il s’agit de : i) analyser les déterminants de la participation au marché du travail des jeunes, ii) analyser les déterminants d’accès à chaque secteur d’activité du marché du travail en comparant les résultats du modèle Probit avec celui du modèle semi paramétrique proposé par Klein and Spady (1993). Parlant du secteur d’activité, nous allons distinguer trois secteurs à savoir : le secteur informel, le secteur urbain et le secteur rural. La contribution de cette recherche est de comprendre les difficultés d’accès des jeunes les plus instruits au marché du travail.
En outre, cette recherche s’appuie sur des outils d’analyse récemment développés. En effet, le modèle semi paramétrique à indice unique est une spécification plus robuste que les modèles paramétriques couramment utilisés. Les modèles paramétriques supposent que la distribution du terme d’erreur suit une loi paramétrique et que les variables explicatives et le terme d’erreur sont indépendants. La théorie économique ne donne généralement aucune indication sur la forme fonctionnelle de la distribution du terme d’erreur, mais les spécifications erronées entraîneront généralement des estimations incohérentes pour des approches basées sur la vraisemblance. Un certain nombre d’estimateurs semi paramétriques qui ont donc été proposés n’imposent pas de restrictions paramétriques sur la distribution du terme d’erreur. Ce qui permet d’avoir des estimateurs plus efficients.
La suite du papier est organisée de manière suivante. La section II présente les éléments théoriques et empiriques qui fondent la participation au marché du travail. La section III expose de façon détaillée les approches méthodologiques paramétriques et semi-paramétriques qui sont utilisées dans la recherche. Les résultats ainsi que leurs discussions sont donnés à la section IV avant de conclure le papier.
2. Eléments fondateurs des déterminants de la participation au marché du travail
Cette section est consacrée dans un premier temps la théorie de l’appariement qui reste la théorie centrale de notre recherche traitant de la question de l’emploi. Dans un second temps nous allons passer en revue les travaux empiriques sur l’accès au marché du travail. Si la plupart d’entre elles mettent l’accent sur le rôle de l’éducation, certaines études incorporent d’autres facteurs sociodémographiques. En vue de comprendre les déterminants de l’accès au marché du travail, nous allons passer en revue quelques travaux empiriques dans un premier temps sur les déterminants de l’accès au marché du travail ; et dans un second temps sur les facteurs explicatifs de l’accès à l’emploi dans les différents segments du marché dans les différents pays d’Afrique.
2.1 Récents apports de l’économie à la compréhension du chômage : la théorie d’appariement
Les modèles d’appariement sont développés dans la logique des modèles de recherche d’emploi. La théorie de l’appariement à deux objectifs. Premièrement, elle se base sur une analyse dynamique du marché du travail en retenant un raisonnement en terme de flux de créations et de destructions d’emploi (Diamond (1982), Pissarides (1979, 1990)). Deuxièmement, son orientation d’essence plus macroéconomique permet de mettre en évidence deux types de chômage d’équilibre : le chômage frictionnel et le chômage structurel. Il y a appariement entre l’offre et la demande de travail lorsque celles-ci se rencontrent. Cependant le nombre d’embauche dépend de la confrontation des offres et des demandes d’emplois.
Pour des niveaux donnés de ces offres et de ces demandes, lorsque les travailleurs sont parfaitement adaptés aux emplois proposés et qu’il n’y a aucune imperfection dans l’information disponible, le nombre d’embauches est alors égal au minimum de l’offre et de la demande et le marché du travail fonctionne de manière efficace. Mais en réalité les emplois et les travailleurs sont hétérogènes et l’information ne circule jamais parfaitement. Certains travailleurs risquent de ne pas trouver d’emploi alors que certaines entreprises disposent de postes vacants. Les postes vacants sont alors créés jusqu’à ce que le gain espéré d’un emploi pourvu soit égal à son coût de postage (Cahuc and Zylberberg, 1996). Le processus continuel d’appariement sur le marché du travail fait qu’il coexiste toujours un certain niveau d’emplois vacants (job vacancies) avec un certain niveau de chômage. Les deux variables sont corrélées négativement : moins les entreprises offrent d’emploi plus le chômage est important. Symétriquement, chômage bas et emplois vacants nombreux auront tendance à coexister.
La théorie du chômage est aujourd’hui dominée par le modèle d’appariement de Mortensen et Pissarides (1999) et Pissarides (2000). Ces modèles constituent le cadre de référence des analyses contemporaines du marché du travail (Gautié et L’Horty, 2013). Dans la littérature, le concept de fonction d’appariement est au coeur de la problématique et les propriétés d’équilibre du modèle offrent des explications adaptées à la courbe de Beveridge et à son évolution (Layard et al. 1994, Nickell et al. 2003). Dans la version la plus simple de ces modèles, le niveau du chômage est déterminé par le comportement de création d’emploi. Ces modèles permettent d’interpréter la coexistence d’un chômage élevé et d’emplois vacants en présence de frictions (information imparfaite, rigidités entravant la mobilité des facteurs, coût de transaction, coût de recherche d’emploi, etc.). Ils tiennent compte en outre de nouveaux facteurs structurels (protection de l’emploi, mesures d’accompagnement) dans l’interprétation de la persistance du chômage. Par ailleurs, les modèles d’appariement enrichissent l’analyse des interactions entre éducation et chômage dans un cadre où la recherche d’emploi est soumise à des frictions.
En effet, ces modèles permettent d’appréhender l’effet du chômage sur les incitations à s’éduquer et inversement l’influence de l’éducation des travailleurs dans la demande de travail qui s’adresse à eux dans un environnement frictionnel. Ces approches contribuent en définitive à expliquer la part involontaire du chômage structurel. Balistreri (2002) développe une nouvelle formulation du chômage d’équilibre où le processus d’appariement est incorporé au sein du marché du travail à travers l’existence d’économies externes.
2.2 Travaux empiriques sur les déterminants d’accès à l’emploi
Cette importante littérature théorique développée dans la section précédente a fait l’objet de vérifications empiriques. Dans une recherche réalisée à Conakry en Guinée, Glick and Sahn (1997) analysent les déterminants de la participation au marché du travail, du secteur d’emploi et des salaires. L’étude conclut que les facteurs explicatifs de l’accès aux différents segments du marché du travail sont assez variés, justifiant ainsi l’hypothèse d’hétérogénéité dans le marché du travail urbain en Guinée. Les auteurs soulignent que l’éducation joue un rôle prépondérant dans le choix du secteur d’activité. En outre, cette variable accroît le revenu dans les différents secteurs. Kadzamira (2003) met un accent sur les diplômés des enseignements secondaires et universitaires en utilisant les données d’enquêtes de suivi au Malawi. Le taux de chômage est faible chez les diplômés de l’enseignement secondaires, et près de zéro chez les diplômés universitaires. Ce résultat est confirmé plus tard par Castel et al. (2010) qui trouvent que l’éduction est positivement corrélée avec l’emploi salarié, et que l’emploi salarié est associé à des niveaux plus élevés de revenu du ménage. Cela contraste avec les résultats obtenus dans d’autres pays africains, où les diplômés éprouvent des difficultés croissantes à trouver un emploi à leur niveau de compétences.
En analysant le lien entre l’éducation et la situation sur le marché du travail en Mozambique, Da Maia (2012) dans son étude se fixe deux objectifs. Le premier est de déterminer l’effet de l’éducation et de toutes autres caractéristiques individuelles sur la probabilité d’intégrer les six segments spécifiés. Le second objectif est d’étudier le lien entre éducation et salaires dans le secteur public, le secteur privé et l’auto-emploi. L’étude révèle que les jeunes ont moins de chance d’intégrer les secteurs public et privé mais également de se mettre à leur propre compte. Ces chances sont encore plus réduites pour les jeunes femmes. Aussi, le fait d’avoir un niveau d’éducation élevé accroît-il les chances d’intégrer le secteur public uniquement chez les hommes.
Cependant, un niveau d’éducation élevé augmente les chances d’exercer des emplois du public et du privé formel chez les femmes. Njikam et al (2005), dans une étude sur les caractéristiques et les déterminants de l’emploi des jeunes au Cameroun, à partir de l’estimation du modèle probit montrent qu’en particulier, chez les jeunes, ce sont les variables relatives au chef du ménage dans lequel ils vivent qui sont fortement significatives dans l’explication de leur accès au marché du travail. Les variables relatives au capital humain expliquent faiblement l’accès à l’emploi et le revenu tiré de l’emploi principal. L’expérience professionnelle est déterminante dans l’accès à un statut protégé de l’emploi des secteurs public et privé formel. En outre, le milieu de résidence et l’engagement en union sont des facteurs qui influencent fortement l’accès des jeunes à l’emploi.
2.3 Travaux empiriques sur les déterminants d’accès aux segments du marché du travail
En cherchant les facteurs déterminants de l’affectation des individus aux différents segments du marché du travail algérien, Hamouda et Souag (2012) utilisent un probit multinomial. Ils arrivent à la conclusion que le fait d’être non célibataire, d’habiter en milieu rural (plus pour les hommes que les femmes) favorisent l’accès à un emploi agricole. Par contre, la variable âge joue un rôle négatif dans l’accès à un emploi agricole ou moderne non protégé. Il apparait donc que les jeunes sont les plus concernés par les emplois agricoles et modernes non protégés du secteur informel.
En outre, on observe que le capital humain influence positivement les gains surtout en faveur des salariés opérant dans le secteur moderne protégé. L’étude du marché du travail a également préoccupé Adair et Bellache (2012). Ces derniers analysent les déterminants de l’emploi et du secteur informel en Algérie. Suivant leur base de données, ils distinguent deux catégories dans l’emploi informel : les salariés (micro-entrepreneurs) et les non-salariés. Ils concluent que la probabilité d’être micro-entrepreneur informel est plus élevée chez les actifs jeunes, ayant un faible niveau d’instruction, sans ancienneté et sans employé (indépendants), exerçant sans local spécifique (marché, chantier). En plus, la probabilité d’être salarié informel est plus élevée chez les actifs célibataires et ceux ayant un faible niveau d’instruction, un salaire faible et exerçant leur activité dans les services et le Bâtiments et Travaux Publics (BTP).
Fadayomi et Olurinola (2014) dans une étude, examine de manière empirique, l’influence de la structure des ménages sur la participation au marché du travail au Nigeria, en utilisant les données collectées par l’ancien National Manpower Board dans l’enquête sur le marché du travail nigérian menée en 2005. Dans leur estimation économétrique ces auteurs ont utilisé le modèle Logit et trouve que les hommes sont beaucoup plus susceptibles de faire partie de la population active que les femmes. Aikaeli et Mkenda, 2014, pour leur part, réalisent une étude sur les déterminants de l’emploi informel en Tanzanie. En utilisant la modélisation du choix du type d’emploi à l’aide du modèle logistique multivarié, ils découvrent que le manque de capital et le faible niveau d’éducation empêchent les micros et petits entrepreneurs de s’engager dans une large activité formelle.
Pour les firmes, la possibilité de payer un salaire dérisoire aux travailleurs et le fait d’être femme sont les facteurs qui augmentent l’emploi informel. Maman (2017), dans une étude au Niger, exploitant les données de l’enquête nationale sur l’emploi et le secteur informel (ENESI, 2012) de l’Institut National des Statistiques du Niger et à l’aide de la méthode du Probit, montre que les travailleurs ayant été à l’école, tous niveaux confondus, ont plus de chance de sortir de l’informel que ceux qui n’ont jamais fréquenté ; mieux, cette chance de sortie s’accroit avec le niveau d’études. En outre, plus un père est instruit, moins son enfant exerce dans l’informel. Par ailleurs, l’éducation du père est la principale différence entre les déterminants de l’emploi informel entre les milieux urbain et rural.
3. Modélisation économétrique et estimations empiriques
La forme la plus fréquemment utilisée des modèles de réponse binaire est donnée par
Dans la plupart des applications, on suppose que F est la fonction de distribution normale cumulative (modèle Probit), ou la fonction de distribution logistique cumulative (modèle Logit).
3.1 L’approche paramétrique
En supposant que le terme d’erreur suit une distribution normale c’est à dire μ
L’avantage du modèle Probit dichotomique se résume à la simplicité de l’expression analytique de sa probabilité de choix qui est facile à calculer. Mais ce modèle présente des inconvénients. Un des problèmes qui peuvent se poser lors de la phase d’estimation des paramètres des modèles dichotomiques par le maximum de vraisemblance provient de l’hypothèse que l’on fait sur la distribution des résidus du modèle. Ces modèles dichotomiques supposent que les termes d’erreurs sont indépendamment et identiquement distribués, ce qui présume l’absence de liens entre les facteurs inobservés pouvant affecter l’utilité des différentes alternatives (Train, 2003).
3.2 L’approche semi paramétrique
Le modèle de régression semi paramétrique à indice unique est :
Où g est une fonction de distribution inconnue.
Klein et Spady (1993) ont proposé un estimateur pour le modèle de choix binaire semi paramétrique à indice unique qui a de fortes similitudes avec l’estimateur de Ichimura (1993).
Le modèle est :
Ce qui est intéressant de l’estimateur de Klein et Spady est qu’il est pleinement efficace en ce sens qu’il atteint la borne d’efficacité semi-paramétrique.
3.3 Les données d’analyse
La principale source de données utilisées dans cet article provient de l’Enquête sur la Transition vers la Vie Active (ETVA) réalisée en 2012 au Togo et au Bénin. Ce choix se justifie par le manque de données sur le marché du travail des jeunes en Afrique de l’Ouest. Il s’agit, en effet, dans le cadre de cet article de comprendre la nature de la relation entre l’accès à l’emploi et les facteurs liés aux caractéristiques des jeunes. Les échantillons de l’ETVA sont représentatifs au niveau national et comprennent des entretiens avec 2033 personnes âgées de 15 à 29 ans en 2012 pour le Togo. L’ETVA du Bénin comprend des entretiens avec 6917 personnes âgées de 15 à 29 ans en 2012.
L’enquête a été réalisée dans le cadre du partenariat « Work4Youth » qui vise à renforcer la production d’information sur le marché du travail spécifique à la jeunesse et à travailler avec les institutions concernées sur l’interprétation des données, y compris sur la transition de l’école vers la vie active, dans le but de concevoir ou de faire le suivi de politiques d’emploi sur la jeunesse. La revue empirique nous a permis de recenser les variables traditionnelles liées aux caractéristiques des individus. Outre, ces variables explicatives traditionnelles, notre étude utilise d’autres variables mesurant l’influence des caractéristiques des ménages de la population étudiée dans l’accès au marché du travail. Le Tableau 1 et le Tableau 2 des statistiques descriptives ci-dessous donnent les tendances centrales des variables retenues dans le modèle empirique.
4. Analyse et discussion des résultats économétriques
Afin d’étudier l’influence des caractéristiques sociodémographiques sur la probabilité d’accès au marché du travail, nous nous proposons d’estimer quatre modèles. Le premier modèle prend en compte l’emploi des jeunes de 15 à 29 ans dans son ensemble. Les trois derniers modèles portent sur les composantes de l’emploi des jeunes qui sont l’emploi informel, l’emploi urbain et l’emploi rural. Cette décomposition de l’emploi en ces différentes composantes permet d’analyser la probabilité d’accès à l’emploi selon les différents segments du marché de travail. Les coefficients estimés, à partir des données des deux pays, sont conformes aux attentes sauf celui du niveau d’éducation dans l’estimation du modèle. Par ailleurs, les probabilités de chi2 indiquent que tous les modèles sont globalement significatifs. Il faut aussi noter que les modèles Probit sont estimés avec les écarts-types robustes, ce qui corrige tout problème éventuel d’hétéroscédasticité. Nous pouvons donc conclure que tous les modèles sont de bonne qualité, donc peuvent servir de base pour des analyses. Les résultats obtenus après différents modèles appellent à plusieurs commentaires, modèle après modèle.
Pour le modèle d’ensemble (modèle 1), le test de normalité des résidus de Skewness et Kurtosis, donne une probabilité de chi2 significative au seuil de 1 % pour les deux pays. Ce qui nous amène à rejeter l’hypothèse nulle de normalité de distribution des résidus. Ce résultat est confirmé par les courbes de densité (Figure 1).
Les résultats des estimations montrent que le modèle est globalement significatif au seuil de 1 % tel que le confirment les valeurs de chi2 pour les deux pays. L’influence de l’âge est positive et significative au seuil de 1 % au Bénin pour le modèle Probit. Le coefficient de cette variable n’est pas significatif dans le cas du Togo donc influence faiblement l’accès à l’emploi des jeunes togolais. L’introduction de son carré dans les régressions nous a permis de saisir l’effet quadratique de cette variable. Cet effet nous indique qu’au fur et à mesure que l’âge de l’individu augmente la probabilité d’avoir accès à un emploi augmente. Mais la nature de cette relation montre qu’il existerait un certain seuil proche duquel cet effet positif s’affaiblit. Par contre, cet effet est linéaire et très significatif dans le modèle de Klein and Spady.
Pour les deux pays, la variable genre a un impact significatif et positif dans l’estimation Probit. Nous avons obtenu les mêmes effets avec le modèle de Klein and Spady où les coefficients sont très significatifs et positifs. Ce qui signifie qu’un jeune homme a plus de 5,6 % et 3,6 % de chance d’accéder à l’emploi qu’une jeune femme respectivement au Togo et au Bénin. Nos résultats rejoignent ceux généralement obtenus dans la littérature (Glick and Sahn, 1997; Fadayomi and Olurinola, 2014). A cet égard, plusieurs éléments peuvent aisément expliquer la différence dans l’accès par rapport au sexe. Premièrement, cette tranche d’âge est déterminante pour les jeunes femmes dans la procréation. Ce qui peut les empêcher à accéder à un emploi salarié. Deuxièmement, les jeunes femmes collaborent souvent dans les activités familiales sans percevoir de rémunération.
Tout comme Aikaeli and Mkenda (2014), nous avons privilégié la variable niveau d’éducation du jeune comme proxy du capital humain. Le coefficient associé à cette variable est négatif et significatif au seuil de 1 % pour les modèles Probit et semi paramétrique dans les deux pays, traduisant ainsi le fait que cette variable agit significativement et négativement sur la probabilité d’accès à l’emploi. Cela suggère que plus le jeune est instruit, moins il a 3,7 % et 1,9 % de chance d’avoir accès à un emploi respectivement au Togo et au Bénin. Ce résultat signifie que l’accès au marché du travail est faible pour les jeunes les plus instruits. Cette situation peut être expliquée par le fait que les jeunes ayant un niveau d’éducation élevé sont plus exigeant en matière d’offre de travail.
Ce phénomène est dû au fait que les jeunes diplômés aspirent toujours à un premier emploi correspondant à leur qualification. Les jeunes qui sortent fraichement des formations ont moins de chance de trouver un emploi dans les mois qui suivent. En effet, la transition entre formation et l’emploi est longue d’où le chômage structurel. Il faut aussi noter que la tranche d’âge considérée est celle qui est plus touchée par le chômage structurel ; ce qui n’est pas le cas dans la population en générale. Aussi, la plupart d’entre eux se fixent un salaire en dessous duquel ils ne sont pas prêts pour un quelconque emploi. Ce qui veut dire que, ceux qui espèrent un revenu élevé réduisent volontairement leur chance d’accéder au marché du travail. En outre, l’inadéquation entre l’offre d’emploi et les domaines de spécialisation des jeunes pourrait également être utilisée pour comprendre cette relation négative entre emploi et niveau d’éducation.
L’accès des jeunes à l’emploi est fortement influencé par le milieu de résidence dans les deux pays. Les jeunes du milieu urbain ont moins de chances d’accéder à un emploi que ceux du milieu rural. La vie en union influence positivement et de façon très significative l’accès des jeunes à l’emploi au Bénin. Ceci peut être expliqué par le fait que les responsabilités familiales poussent les jeunes vers le marché du travail au Bénin. Il faut aussi noter que le niveau de revenu du ménage exprimé par la variable précarité influence négativement l’accès des jeunes à l’emploi au Togo dans le cas des deux modèles.
Par contre, au Bénin, cette variable présente une influence négative et très significative avec le modèle semi paramétrique. Autrement dit, un jeune vivant dans un ménage dont le niveau de revenu est faible diminue sa probabilité d’accéder à un emploi que celui qui vit dans un ménage à revenu élevé au Togo. Pour les caractéristiques des parents, il existe une relation négative et significative entre l’activité formelle des parents et la probabilité d’accès à l’emploi des jeunes au Bénin. Ainsi le jeune dont la mère exerce une activité formelle a moins de chance d’occuper un emploi que celui dont la mère est dans l’informel. Ceci peut s’expliquer par le fait que les parents exerçant dans le formel sont ceux dont les enfants ont un niveau d’éducation élevé et beaucoup plus représentés dans le milieu urbain.
Cette première analyse montre ce qui se passe globalement sur le marché du travail quand nous considérons l’emploi contre le chômage. Mais on peut approfondir en considérant de façon isolée certains secteurs du marché du travail comme le secteur informel, le secteur urbain et le secteur rural. Il est important d’analyser comment se comportent nos variables quand on fait l’examen au niveau de chaque segment.
Le modèle 2 présente de façon isolée la situation de l’accès des jeunes à l’emploi informel.
L’analyse des résultats indique que l’âge est très significatif dans le modèle de Klein and Spady pour le Togo et le Bénin mais présente des effets contraires. Dans le cas des données du Togo, l’effet de l’âge sur l’accès à l’emploi informel est quadratique comme dans le modèle 1. Par contre cet effet est linéaire et positif avec les données du Bénin. Ce qui veut dire qu’au Bénin plus l’âge augmente plus la probabilité d’accès à l’emploi informel augmente. Pour les deux pays, la variable genre a un impact très significatif et négatif. Autrement dit, les jeunes hommes ont moins de chance que les jeunes femmes dans l’accès à l’emploi informel. Cela peut s’expliquer par le fait que les femmes sont, dans la plupart des cas, occupées par des activités génératrices de revenus qui nécessitent de petit capital ou investissement. Ces activités sont généralement informelles.
Le niveau d’éducation de l’individu influence positivement et significativement l’emploi informel au Togo avec le modèle semi paramétrique.
Dans le secteur informel les jeunes qui sont plus éduqués ont plus de chance d’être employés. Ce résultat signifie que l’accès à l’emploi informel est élevé pour les jeunes les plus instruits. Cela peut être dû au fait que, espérant un emploi formel bien rémunéré qui tarde à venir, les jeunes préfèrent tuer leur temps dans les activités de leurs parents généralement informelles. Par contre au Bénin l’influence est négative et significative avec les deux modèles d’estimation. Ce qui signifie qu’au Bénin, un jeune plus instruit à moins de chance d’exercer un emploi informel par rapport à celui qui n’est pas instruit. Les jeunes ayant fait un enseignement professionnel ont moins de chance d’exercer un emploi informel au Bénin contrairement à l’enseignement général. Mais l’application du modèle semi paramétrique aux données du Togo nous montre que l’enseignement général influence négativement l’accès à l’emploi informel.
Ainsi le coefficient du milieu de résidence urbain est significatif au seuil de 1 % et influence négativement l’accès des jeunes à l’emploi informel pour l’ensemble des modèles d’estimation des deux pays. Les jeunes vivant dans le milieu urbain ont moins de chance d’exercer un emploi informel. Cela se justifie par le fait que le marché du travail urbain est généralement caractérisé par des activités formelles. Chez les jeunes, la situation matrimoniale a un impact positif très significatif sur l’accès à l’emploi informel avec le modèle semi paramétrique au Togo et le modèle Probit au Bénin. En effet, le fait d’être marié augmente la probabilité d’exercer dans un emploi informel que les célibataires.
Le niveau d’éducation de la mère dans modèle de Klein and Spady est significatif et influence négativement l’accès des jeunes à l’emploi informel. Ce qui signifie que la détention d’un diplôme par une mère diminue la probabilité de l’emploi informel de son enfant. En effet les parents mieux éduqués ont tendance à motiver leurs enfants à aller plus loin dans les études. Ce qui augmente leur chance d’exercer dans le formel (public formel ou privé formel). De ce fait, le contexte éducatif des parents peut être considéré comme un élément essentiel influençant l’accès des jeunes à l’emploi informel. Concernant la variable du secteur d’activité du père ou de la mère, les modèles Probit et semi paramétrique de Klein and Spady nous montrent que cette variable influence négativement et significativement l’accès des jeunes à l’emploi informel dans les deux pays.
Autrement dit, les jeunes ayant des parents qui exercent dans le formel ont moins de chance de se faire orienter vers un emploi informel. De ce fait, le contexte professionnel du père et de la mère influence fortement les jeunes à se maintenir dans le secteur d’activité de leurs parents.
Le modèle 3 présente la situation de l’accès des jeunes à l’emploi sur le marché du travail urbain. L’analyse de ces résultats indique que l’âge est très significatif dans le modèle de Klein and Spady pour le Togo et le Bénin mais présent des signes contraires. Dans le cas des données du Togo, l’effet de l’âge sur l’accès à l’emploi sur le marché urbain est linéaire et positif. Ce qui veut dire qu’au Togo plus l’âge augmente plus la probabilité d’accès à l’emploi urbain augmente. Par contre cet effet est quadratique avec les données du Bénin. Ce qui nous indique, l’effet positif de l’âge augmente jusqu’à un seuil où cet effet devient négatif. Le niveau d’éducation de l’individu influence négativement et très significativement au seuil de 1 % l’emploi urbain avec les modèles Probit et semi paramétrique de Klein and Spady dans les deux pays.
Lorsque le niveau d’éducation de l’individu augmente moins il a la chance de se retrouver dans un emploi sur le marché du travail urbain. Les jeunes ayant fait un enseignement général ont plus de chance d’exercer un emploi urbain avec l’application du modèle semi paramétrique aux données du Togo. On note chez les jeunes que la situation matrimoniale a un impact positif très significatif sur l’accès à l’emploi urbain avec les modèles Probit et semi paramétrique de Klein and Spady appliqués aux données du Bénin. En effet, la vie en union augmente la probabilité d’exercer dans un emploi urbain dans ce pays.
Au Togo les jeunes vivant dans la précarité ont moins de chance d’accéder à l’emploi urbain que ceux qui vivent dans des ménages à revenu élevé. Autrement dit, un jeune vivant dans un ménage dont le niveau de revenu est faible diminue de sa probabilité d’accéder à un emploi sur le marché du travail urbain que celui qui vit dans un ménage à revenu élevé.
Le niveau d’éducation du père dans le modèle de Klein and Spady est significatif et influence négativement l’accès des jeunes à l’emploi urbain. Ce qui signifie que la détention d’un diplôme par un père diminue la probabilité de l’emploi urbain de son enfant.
Le niveau d’éducation de la mère dans le modèle de Klein and Spady est significatif et influence positivement l’accès des jeunes à l’emploi urbain pour les données des deux pays. Ce qui signifie que les jeunes dont leurs mères ont le niveau d’éducation élevé ont plus de chance d’avoir un emploi sur le marché du travail urbain que ceux dont leurs mères ont un niveau d’éducation bas. Concernant la variable du secteur d’activité de la mère, les modèles Probit et semi paramétrique de Klein and Spady nous montrent que cette variable influence négativement et significativement au seuil de 1 % l’accès des jeunes à l’emploi urbain au Bénin. Autrement dit, les jeunes ayant des mères exercent dans le formel ont moins de chance d’accéder à un emploi urbain que ceux dont leur mère travail dans l’informel.
Le modèle 4 présente la situation de l’accès des jeunes à l’emploi sur le marché du travail rural. Les résultats de ces estimations montrent que l’influence de l’âge est positive et significative au seuil de 1 % au Bénin pour le modèle Probit. Dans le cas des données du Togo, l’effet de l’âge sur l’accès à l’emploi sur le marché rural est quadratique. Ce qui veut dire qu’au Togo l’effet positif de l’âge augmente jusqu’à un seuil où cet effet baisse. Par contre au Bénin, l’effet est positif et linéaire. Le niveau d’éducation de l’individu influence négativement et très significativement au seuil de 1 % l’emploi rural avec les modèles Probit et semi paramétrique de Klein and Spady au Bénin. Cela signifie que plus le jeune est instruit, moins il a 2,5% de chance d’avoir accès à un emploi rural au Bénin. Par contre, au Togo, le modèle semi paramétrique nous donne une influence positive du niveau d’éducation. Cela signifie que, lorsque le niveau d’éducation de l’individu augmente plus il a la chance de se retrouver dans un emploi sur le marché du travail urbain.
Lorsque nous considérons l’enseignement professionnel, seul le modèle semi paramétrique de Klein and Spady nous donne une significativité à 1 % et une influence négative dans le cas du Togo. Concernant l’enseignement général, les résultats nous montrent qu’il a un effet négatif et significatif au seuil de 1 % et 5% dans le modèle de Klein and Spady respectivement au Togo et au Bénin. Cela montre que les jeunes ayant été formés dans l’enseignement général ont moins de chance d’accéder à un emploi rural au Bénin. On note chez les jeunes que la situation matrimoniale a un impact positif très significatif sur l’accès à l’emploi rural. En effet, la vie en union augmente la probabilité d’exercer dans un emploi rural dans ce pays.
Il faut aussi noter que le niveau de revenu du ménage exprimé par la variable précarité influence significativement l’accès des jeunes à l’emploi rural dans le cas du modèle semi paramétrique de Klein and Spady pour les données des deux pays. Au Togo les jeunes vivant dans la précarité ont moins de chance d’accéder à l’emploi rural que ceux qui vivent dans des ménages à revenu élevé. Cependant, au Bénin, cette variable n’est pas significative avec le modèle Probit mais présente une influence positive et très significative avec le modèle semi paramétrique. Autrement dit, un jeune vivant dans un ménage dont le niveau de revenu est faible diminue sa probabilité d’accéder à un emploi que celui qui vit dans un ménage à revenu élevé sur le marché du travail rural. Au Bénin, les jeunes dont leurs mères ont le niveau d’éducation élevé ont moins de chance d’avoir un emploi sur le marché du travail rural que ceux dont leurs mères ont un niveau d’éducation bas.
Pour la variable du secteur d’activité de la mère, le modèle semi paramétrique de Klein and Spady nous montre que cette variable influence négativement et significativement au seuil de 1 % l’accès des jeunes à l’emploi rural au Togo. Autrement dit, le jeune dont la mère exerçant dans le formel a moins de chance d’accéder à un emploi rural que celui dont la mère travaille dans l’informel.
5. Conclusion
Cet article est une tentative de donner une réponse à deux questions fondamentales dont la première est : Quels sont les facteurs socioéconomiques qui déterminent l’accès des jeunes à l’emploi ? et la seconde est : Quels sont les facteurs socioéconomiques qui déterminent l’accès des jeunes à chaque segment du marché du travail ? L’analyse du marché du travail des jeunes révèle des situations préoccupantes aussi bien pour ceux en activité que pour ceux en situation de chômage. L’environnement économique qui est redevenu favorable, en termes de croissance économique, ne produit pas encore les effets attendus sur le marché du travail. Les mécanismes de répercussion des fruits de la croissance sont bloqués par le système administratif et politique.
Les résultats révèlent que l’accès à l’emploi est faible pour les jeunes les plus instruits. Par ailleurs les variables relatives au genre, à la situation matrimoniale et au secteur d’activité des parents sur le marché du travail sont des facteurs déterminants dans l’accès à l’emploi informel. Dans le secteur informel, au Togo, les jeunes qui sont plus éduqués ont plus de chance d’être employés. L’accès des jeunes à l’emploi et aux segments du marché du travail est fortement influencé par le milieu de résidence et la vie en union. Pour un jeune, la vie en milieu urbain diminue ses chances d’accéder à un emploi informel. L’engagement en union des jeunes constitue un facteur favorisant l’accès à l’emploi et à tous les segments du marché du travail. Au Bénin, les jeunes dont leurs mères ont le niveau d’éducation élevé ont moins de chance d’avoir un emploi sur le marché du travail rural que ceux dont leurs mères ont un niveau d’éducation bas.
Ainsi, l’incidence négative de l’éducation sur le niveau d’emploi augure une obligation vers une meilleure adéquation formation emploi, la création des mécanismes incitatifs et d’insertion des jeunes. En effet, il revient au pouvoir public de mettre en place des structures de formations technologiques de pointes en vue d’améliorer l’employabilité des jeunes.
Koami M. MIDAGBODJI (enriquemida@yahoo.fr)
Aklesso Y. G. EGBENDEWE (emaklesso@gmail.com)
Centre de Formation et de Recherche en Economie et Gestion (CERFEG), Université de Lomé, 01 BP 1515, Lomé, Togo
1 Taux de croissance annuel moyen sur la période 2013-2017 à partir des données de WDI
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