2.1. Littérature théorique et empirique

Les différentes approches qui peuvent être mobilisées pour appréhender le lien entre le niveau auquel se déroule la négociation collective et les inégalités salariales intraentreprise aboutissent à des prédictions contrastées concernant l’impact de la négociation d’entreprise comparativement à la négociation centralisée.

Les théories économiques insistent particulièrement sur le poids des motivations propres à l’entreprise dans le choix de recourir à des accords d’entreprise. Les négociations décentralisées devraient accroître les inégalités intraentreprise dans des modèles où les accords d’entreprise ont pour but d’obtenir et de rémunérer de façon sélective la contribution de différents salariés aux résultats et objectifs de l’entreprise (Bayo-Moriones, Galdón-Sánchez et Martínez-de-Morentin, 2013). Les systèmes de rémunération à la performance ou autres mécanismes de rémunération différenciée obéissant à la logique de la théorie des tournois en sont une illustration (Lazear et Rosen, 1981), de même que l’utilisation par l’employeur de certains dispositifs pour rétribuer de façon sélective le capital humain ou des ressources de valeur spécifiques à l’entreprise (approche par les ressources) ou pour éliminer des coûts de transaction et des problèmes d’agence liés à diverses catégories professionnelles (Eisenhardt, 1989; O’Shaughnessy, 1998). Les négociations collectives locales peuvent cependant aussi réduire les inégalités internes aux entreprises comparativement à des négociations centralisées dans le cas où les accords d’entreprise répondent à l’aspiration des salariés à la redistribution, à la justice et à l’équité. Cette situation peut être le fruit d’une préférence des travailleurs ou des syndicats pour l’égalisation des salaires (entre entreprises mais aussi au sein de chaque entreprise), comme le décrivent les modèles insider-outsider avec syndicats (Lindbeck et Snower, 1986 et 2001) ou les théories du «juste salaire» (Akerlof, 1984).

D’autres mécanismes reliant les inégalités salariales au sein des entreprises au niveau auquel se déroulent les négociations collectives sont décrits par les modèles de fixation des salaires qui expliquent l’écart entre le salaire d’équilibre et la rémunération effective par le salaire d’efficience, le partage de rente ou la différenciation de la rémunération au titre des compétences non mesurées des travailleurs. Bien que ces pratiques aient un lien plus direct avec les inégalités entre entreprises, elles peuvent aussi influer sur les écarts salariaux intraentreprise si elles sont utilisées par les employeurs pour reconfigurer l’échelle des salaires en ajustant la rémunération de certaines catégories de salariés sans modifier celle des autres. Il est toutefois difficile de se prononcer sur le point de savoir si ces pratiques ont pour effet de creuser ou d’atténuer les inégalités dans l’entreprise, leur impact dépendant de la manière dont elles sont mises en œuvre dans les faits et de la volonté des travailleurs et des syndicats de poursuivre des objectifs égalitaires, d’uniformisation des salaires, dans le cadre du dialogue social d’entreprise.

Outre les économistes et leur analyse des motivations propres à l’entreprise, des chercheurs issus d’autres champs disciplinaires ont mis en lumière le rôle de diverses caractéristiques de l’entreprise sur la structure interne de la rémunération. La recherche sociologique et socio-économique insiste sur le rôle de l’inertie organisationnelle et du rapport de force entre les différents groupes coexistant au sein des organisations. C’est en particulier le cas des auteurs qui adoptent une approche organisationnelle de la stratification, considérant l’entreprise comme le principal lieu où se forment les inégalités salariales (Stainback, Tomaskovic-Devey et Skaggs, 2010; Cobb, 2016). La résistance au changement contribue au maintien des positions des individus et de la structure des salaires dans une entreprise, alors que la résolution des conflits entre différents groupes ayant des objectifs et un pouvoir différents dans la structure hiérarchique, organisationnelle et professionnelle de l’entreprise peut avoir pour effet d’atténuer ou, au contraire, de creuser les inégalités internes, à un moment donné ou au fil du temps (Blau et Duncan 1967; Goldthorpe et Hope, 1972; Wright, 1980; Erikson et Goldthorpe, 2002).

En somme, la mise en œuvre de la négociation d’entreprise peut être très variable d’une entreprise à l’autre, et ses effets sur les écarts salariaux internes dépendent du poids relatif des divers facteurs qui viennent d’être évoqués. La relation entre décentralisation des négociations et inégalités salariales au sein de l’entreprise demeure in fine une question empirique.

Les résultats des rares études empiriques disponibles (qui se rapportent toutes aux années 1990 et au début des années 2000) ne sont pas moins contrastés que les prédictions de la littérature théorique. Dell’Aringa et Lucifora (1994) utilisent des données relatives à l’Italie et à l’année 1990 (issues d’une enquête nationale qui a précédé l’ESS) et constatent que la dispersion des salaires est la même au sein des entreprises qui appliquent exclusivement des négociations centralisées et dans celles qui ont aussi recours à des accords d’entreprise. Dell’Aringa et ses coauteurs (2004) parviennent au même constat dans le cas de la Belgique, de l’Espagne, de l’Irlande et de l’Italie en 1995 et mettent en évidence la nécessité d’inclure dans les modèles les résidus de salaire et des variables de contrôle. Ils montrent en effet que la hausse des inégalités observée dans les établissements couverts par un accord d’entreprise lorsque la mesure est effectuée sans variables de contrôle disparaît quand on introduit un ensemble complet de variables de contrôle. À l’inverse, Canal Domínguez et Rodríguez Gutiérrez (2004) constatent à partir de données relatives à l’Espagne se rapportant à 1995 que les négociations locales vont de pair avec une moindre dispersion des salaires dans l’entreprise. Enfin, Addison, Kölling et Teixeira (2014) étudient un panel d’entreprises allemandes au cours de la période 1996-2008 et observent une légère augmentation de la dispersion des salaires dans les entreprises qui sortent du champ d’application des accords sectoriels.

Notre étude vient enrichir cette littérature limitée. Elle fournit un cadre qui permet d’étudier la relation entre inégalités intraentreprise et niveau des négociations collectives dans un ensemble de pays européens aux traditions institutionnelles différentes et d’analyser l’évolution de cette relation au fil du temps.

2.2. Cadres de fixation des salaires dans un échantillon de pays et hypothèses de travail

Les principales caractéristiques des régimes de négociation collective en place dans les pays de notre échantillon au cours de la période couverte par les données sont synthétisées dans le tableau SA1 de l’annexe en ligne (en anglais).

Malgré un mouvement général de décentralisation du dialogue social au cours de la période étudiée, les systèmes de négociation diffèrent sensiblement d’un pays à l’autre du point de vue de leur champ d’application, de leur couverture et de la mesure dans laquelle les accords conclus au niveau de l’entreprise dérogent à ceux issus de négociations centralisées. Bien que les prédictions théoriques concernant le signe de la relation entre négociation d’entreprise et inégalités intraentreprise soient dans l’ensemble incertaines, dans certains pays le contexte institutionnel peut favoriser un impact inégalitaire des accords d’entreprise. Ainsi, les systèmes en place au Royaume-Uni et en Tchéquie renforcent la probabilité que les entreprises qui négocient les salaires localement aient des structures salariales plus inégalitaires que celles qui négocient exclusivement à un échelon plus centralisé. En revanche, en Allemagne, la négociation d’entreprise va de pair avec une structure salariale plus égalitaire, tandis qu’aucun effet n’est prédit en Belgique et que les effets sont incertains en France. C’est précisément pour examiner cette possible hétérogénéité que nous réalisons des analyses distinctes par pays.

Nous observons cependant quelques points communs entre certains pays, en particulier s’agissant du niveau auquel se déroule l’essentiel des négociations collectives. Comme l’explique Fulton (2013), les pays peuvent être rattachés à différents régimes. La Belgique est l’incarnation du «régime intersectoriel/national», tandis que le Royaume-Uni et la Tchéquie sont des exemples de pays où la négociation a lieu au niveau de chaque employeur. L’Allemagne et l’Espagne sont dotées d’un régime sectoriel, situé entre ces deux extrêmes, et la France se singularise par la complexité des interactions entre les différents niveaux de la négociation collective. Dans ce contexte, les accords d’entreprise devraient influer sur les inégalités de la même manière dans les pays relevant d’un régime identique, et cette influence devrait être plus similaire que ce que les seules caractéristiques institutionnelles propres à un pays pourraient laisser penser. Il est néanmoins difficile de prédire s’ils atténueraient ou creuseraient les inégalités dans les économies où la négociation d’entreprise est pratiquée de longue date (au Royaume-Uni et en Tchéquie par exemple) ou dans ceux qui privilégient jusqu’à présent des formes plus centralisées de dialogue entre employeurs et salariés (Allemagne, Belgique, Espagne et France). Dans cette deuxième catégorie de pays, la législation ou la mobilisation des travailleurs peuvent empêcher que les accords d’entreprise n’entraînent des inégalités dans la structure des rémunérations. La probabilité que les entreprises négociant les salaires localement aient une structure salariale plus inégalitaire que celles qui les fixent dans le cadre de négociations centralisées serait alors plus faible dans ces pays que dans des contextes comme le Royaume-Uni et la Tchéquie. Toutefois, les négociations d’entreprise peuvent aussi être employées à des fins de différenciation des salaires au sein de l’entreprise, précisément pour contourner la rigidité et la complexité inhérentes aux régimes plus corporatistes. Dans l’hypothèse où cette deuxième tendance l’emporterait, le lien entre négociation d’entreprise et inégalités intraentreprise pourrait être plus fort en Allemagne, Belgique, Espagne et France qu’au Royaume-Uni et en Tchéquie.

Il est même possible d’imaginer un troisième scénario – certes un peu extrême –, dans lequel à mesure que les institutions de fixation des salaires convergent, gommant les différences institutionnelles entre pays et les frontières entre régimes de négociation (voir Baccaro et Howell, 2017), les différences éventuellement prédites concernant le lien entre négociation d’entreprise et inégalités salariales intraentreprise finiraient par ne plus être significatives. En pareil cas, notre analyse empirique devrait mettre en lumière des effets identiques ou comparables dans tous les pays.

S’agissant des effets dans le temps, l’évolution des systèmes de négociation des salaires dans les différents pays (tableau SA1 de l’annexe en ligne (en anglais)) permet de formuler deux hypothèses. Premièrement, comme les dispositions juridiques relatives aux accords collectifs d’entreprise ont été introduites avant la période sur laquelle porte notre étude – fin des années 1990 et début des années 2000 –, cette période a été marquée par une certaine stabilité de tous les systèmes de négociation collective. Même s’il semble que la négociation d’entreprise ait gagné du terrain, aucune réforme d’envergure n’a été engagée (sauf en France en 2016). Le mouvement de décentralisation ayant été général et n’ayant pas connu d’interruption majeure, nous pouvons escompter une hausse constante du recours aux accords d’entreprise et de l’ampleur des inégalités intraentreprise associées. Deuxièmement, nous nous attendons néanmoins à observer un changement significatif au cours de la deuxième partie de la période couverte en raison de la Grande récession de 2008-2009 et des crises financière et de la dette dans lesquelles elle a plongé l’Europe en 2012 et 2013. Étant donné les pressions qui s’exerçaient sur les salaires, il est possible que les entreprises aient eu davantage recours à la flexibilité pour ajuster les salaires localement au moyen d’accords d’entreprise durant la période 2014-2018. L’impact de la négociation collective d’entreprise a donc pu s’accentuer au cours de la dernière période.

3.1. Source des données et échantillon

L’enquête sur la structure des salaires d’Eurostat est une source reconnue de données sur la dynamique de la main-d’œuvre en Europe. Elle permet de recueillir de nombreuses informations sur les revenus et les caractéristiques personnelles et professionnelles d’un grand nombre de travailleurs des pays de l’Union européenne, appariées avec des données relatives à certaines caractéristiques de leur employeur. Elle a été utilisée dans d’autres études empiriques, en particulier dans certains des multiples travaux consacrés aux inégalités entre entreprises et à leurs déterminants. Les premières versions nationales de l’enquête, qui couvrent les années 1990, ont été utilisées dans les quelques études portant sur notre question de recherche, comme souligné dans la partie 2.

Dans chaque pays et pour chaque année, un échantillon d’entreprises (stratifié par taille, secteur d’activité et lieu d’implantation) est sélectionné de manière aléatoire de façon à être représentatif du système national de relations du travail. Un échantillon représentatif de salariés de chaque entreprise est ensuite constitué, ce qui permet d’obtenir un vaste ensemble de données sur leurs caractéristiques individuelles et professionnelles, notamment sur le salaire, l’âge, le genre, les études, le type de contrat, l’ancienneté, le type de profession, entre autres. Cette stratégie permet donc de disposer d’un ensemble de données appariées employeur-salarié, qui représente une source inégalée pour effectuer des comparaisons fiables entre économies.

Les données de l’ESS présentent évidemment des limites. Premièrement, en général, seules les entreprises employant au moins dix salariés sont incluses dans l’échantillon, ce qui exclut les microentreprises de l’analyse. Deuxièmement, bien que le protocole d’enquête permette d’obtenir des données sur un nombre impressionnant de travailleurs en Europe (environ 10 millions par année au cours de laquelle l’enquête est administrée), le taux d’échantillonnage des salariés varie en fonction de la taille des entreprises et du pays. Troisièmement, les données relatives aux caractéristiques personnelles et professionnelles des travailleurs sont très riches, mais celles sur les entreprises ne concernent que cinq variables (taille, lieu d’implantation, secteur d’activité, statut public ou privé et – ce qui est crucial pour notre analyse – niveau de la négociation collective). Quatrièmement, l’enquête ne permet pas d’identifier les salariés présents dans plusieurs vagues, ce qui signifie qu’il n’est pas possible de disposer de données de panel permettant un suivi dans le temps des employés ou employeurs interrogés. En conséquence, même si la richesse des données sur les caractéristiques individuelles devrait remédier en grande partie au biais de variable omise dans l’estimation des résidus (voir la partie 4 ci-après), il n’est pas possible de neutraliser totalement l’influence des caractéristiques individuelles non observées invariantes dans le temps.

Pour les besoins de notre étude, nous avons utilisé les vagues 2006, 2010, 2014 et 2018 de l’ESS. Les pays inclus dans l’analyse – Allemagne, Belgique, Espagne, France, Royaume-Uni et Tchéquie – ont été choisis sur la base de deux critères: il fallait d’abord impérativement que des données sur le type de négociation appliqué dans les entreprises échantillonnées soient disponibles, ce qui nous a obligés à exclure des pays où les entreprises n’avaient pas répondu à la question portant sur ce point ou avaient été trop peu nombreuses à le faire; nous voulions également, comme indiqué dans la partie précédente, obtenir une bonne représentation des divers types de contextes institutionnels et relations du travail existant en Europe. Malgré l’absence de données pour 2018, nous avons conservé le Royaume-Uni dans l’échantillon, parce qu’il est emblématique du système de négociation d’entreprise à l’anglo-saxonne².

Par définition, pour mesurer les inégalités salariales intraentreprise, il faut observer la rémunération d’au moins deux salariés travaillant pour le même employeur, raison pour laquelle notre échantillon ne comprend que les entreprises dans lesquelles au moins trois salariés ont été sélectionnés. À noter également que, même si nous regroupons les entreprises par paire de vagues dans notre analyse empirique, nous obtenons des données transversales répétées, parce que l’ESS n’indique pas de code d’identification permettant de suivre la même entreprise au fil du temps.

3.2. Types de conventions collectives

L’information centrale fournie par l’ESS en lien avec notre étude provient d’une question sur le type de négociation salariale pratiqué dans chaque entreprise. Il est ainsi possible de distinguer trois catégories: les conventions collectives centralisées (accords nationaux ou interprofessionnels (type A), accords au niveau d’une branche (type B), accords concernant une branche particulière dans une région particulière (type C)); les accords d’entreprise (accords au niveau d’une entreprise ou d’un employeur unique (type D); accords s’appliquant seulement aux salariés d’une unité locale (type E); tout autre type d’accord (type F)); et l’absence de convention collective (cas où il n’existe pas d’accord collectif sur les salaires (Type N))³.

La négociation centralisée est la modalité de négociation salariale prédominante parmi les entreprises de notre échantillon en Belgique, en Espagne et en France, puisqu’elle est appliquée dans 70 à 90 pour cent des entreprises et à 65 à 85 pour cent des salariés (voir le tableau SB1 de l’annexe en ligne (en anglais)). Dans ces pays, les accords d’entreprise ne concernent que 6 à 20 pour cent des entreprises et 15 à 25 pour cent des salariés, tandis que la proportion d’entreprises et de salariés qui ne sont couverts par aucun type de convention collective est plus faible. En Allemagne, la majorité des entreprises (67 à 74 pour cent) ne sont couvertes par aucune convention collective, mais ces entreprises sont souvent de petite taille et emploient moins de la moitié des salariés de l’échantillon. Un pourcentage plus élevé de travailleurs relève d’une convention centralisée, tandis que les accords d’entreprise sont relativement rares, concernant 3 à 6 pour cent des entreprises et 3 à 7 pour cent des salariés. Au Royaume-Uni et en Tchéquie, la part des entreprises et salariés non couverts par une convention collective est comparable à ce qui est observé en Allemagne, mais les accords d’entreprise sont les instruments les plus répandus, ce qui est typique des régimes libéraux évoqués dans la partie précédente. S’agissant de l’évolution dans le temps, la part des entreprises et des salariés couverts par un accord d’entreprise fluctue, mais reste globalement stable dans tous les pays sauf en Tchéquie. Autrement dit, comme nous en avions l’intuition, le mouvement de décentralisation s’est poursuivi sans pour autant s’amplifier au cours de la période étudiée, la plupart des grandes réformes institutionnelles ayant été engagées avant.

Nous nous intéressons ici à la décentralisation de la négociation collective, c’est-à-dire au déplacement du dialogue social du niveau central vers celui de l’entreprise. Il s’agit donc d’un phénomène différent de l’absence totale d’accord collectif sur les salaires. C’est pourquoi, dans notre analyse empirique, nous ne prenons en compte que les entreprises qui appliquent une forme quelconque de négociation collective. Nous définissons une variable NDE comparant les entreprises qui appliquent la négociation d’entreprise (NDE = 1) et celles qui ne relèvent que de négociations collectives centralisées (NDE = 0)⁴.

3.3. Mesure des inégalités salariales au sein des entreprises

La disparité des salaires à l’intérieur des entreprises est mesurée à partir de la rémunération horaire des salariés indiquée dans l’ESS. Dans la recherche sur les inégalités salariales, depuis au moins Winter-Ebmer et Zweimüller (1999), il est d’usage d’isoler la composante du salaire ne correspondant pas à la rémunération moyenne fixée par le marché pour les caractéristiques professionnelles et individuelles de travailleurs par ailleurs similaires. L’objectif est de réaliser une comparaison fiable des salaires individuels en tenant compte des différences de composition de la main-d’œuvre et de caractéristiques de l’entreprise.

Pour mesurer les inégalités au sein de chaque entreprise j, nous retenons l’écart interdécile des résidus du logarithme des salaires, autrement dit l’écart entre les primes de salaire (pris en logarithme) des 90^e et 10^e centiles:

$\Delta w_j^{90/10}={\widehat{w}}_j^{90}-{\widehat{w}}_j^{10}$      (1)

${\widehat{w}}_j^p$ est le p^e centile de la distribution du résidu de salaire ${\widehat{w}}_{ij}$ obtenu pour chaque salarié i de l’entreprise j en estimant la régression mincérienne suivante, pour chaque pays et chaque année d’enquête:

$\begin{array}{rr}\hfill \text{log}\left(W_{ij}\right)& \hfill =b_0+b_2\hspace{0.17em}{\text{ancienneté}}_{ij}+b_3\hspace{0.17em}{\text{ancienneté}}_{ij}^2+b_1\hspace{0.17em}{\text{âge}}_{ij}+b_4\hspace{0.17em}{\text{sexe}}_{ij}+b_5\hspace{0.17em}\text{niv}{\text{. études}}_{ij}\\ \hfill & \hfill +b_6\hspace{0.17em}{\text{contrat}}_{ij}+b_7\hspace{0.17em}{\text{temps\_partiel}}_{ij}+b_8\hspace{0.17em}{\text{profession}}_{ij}+b_9\hspace{0.17em}{\text{quotité}}_{ij}+\varphi \hspace{0.17em}E{F}_j+w_{ij}\end{array}$      (2)

Dans cette équation de Mincer, log(W_ij), qui est le logarithme du salaire horaire tel qu’il figure dans les données de l’ESS, est régressé sur les caractéristiques individuelles et professionnelles habituelles: années d’ancienneté, âge, sexe, niveau d’études (selon la Classification internationale type de l’éducation – CITE), type de contrat (à durée indéterminée, temporaire ou apprentissage), contrat à temps partiel (représenté par une variable fictive), profession (selon la Classification internationale type des professions – CITP) et quotité de temps partiel. Enfin, nous incluons également un effet fixe pays EF_j.

Le résidu w_ij est donc une prime salariale qui correspond à l’écart entre le salaire d’un individu et le salaire moyen attendu pour un employé de l’entreprise j présentant les mêmes caractéristiques, compte tenu de la prime salariale moyenne propre à cette entreprise, représentée par l’effet fixe entreprise EF_j. À titre d’exemple, si un employeur a pour pratique de verser à son personnel une rémunération supérieure de 10 pour cent au salaire moyen du marché, cette prime de 10 pour cent est représentée par le coefficient φ et n’influe pas sur les inégalités salariales internes à l’entreprise calculées dans l’équation (1), ce qui permet de réaliser des comparaisons fiables entre les individus et entre les entreprises⁵.

Retenir l’écart interdécile de la distribution des primes salariales au sein de l’entreprise permet de déterminer si les employeurs utilisent la négociation d’entreprise pour ajuster les salaires les plus bas ou les plus élevés. En réalité, comme nous l’expliquons plus précisément dans la partie suivante, il est possible de mesurer séparément l’impact de la négociation d’entreprise sur chacun de ces deux centiles, alors que d’autres indicateurs couramment utilisés dans la littérature, tels que la variance ou l’écart type, ne nous permettraient pas de repérer l’origine de l’augmentation ou de la résorption des inégalités.

4.1. Négociation d’entreprise et inégalités intraentreprise

Notre dispositif empirique doit nous permettre de déterminer si les inégalités intraentreprise varient de façon significative en fonction du régime de négociation collective adopté et si cette variation diffère: i) selon les pays et ii) selon les périodes, plus précisément entre les vagues 2006 et 2010 de l’ESS et les vagues 2014 et 2018.

Nous estimons donc les deux modèles de régression suivants pour chaque pays, l’un en regroupant les données issues des vagues 2006 et 2010 de l’ESS (équation (3)) et l’autre en regroupant celles provenant des vagues 2014 et 2018 (équation (4)):

$\begin{array}{rr}\hfill \Delta w_j^{90/10}& \hfill ={\alpha }_0+{\alpha }_1\hspace{0.17em}\mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+{\alpha }_2\hspace{0.17em}{Y}_j^{2010}+{\alpha }_3\hspace{0.17em}{Y}_j^{2010}\times \mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+\gamma \hspace{0.17em}{\widehat{\mathit{\text{NDE}}}}_j\\ \hfill & \hfill +\zeta X_j+\eta \hspace{0.17em}{\text{secteur}}_j+\theta \hspace{0.17em}{\text{région}}_j+{ϵ}_j\hspace{0.17em}\end{array}$      (3)

et

$\begin{array}{rr}\hfill \Delta w_j^{90/10}& \hfill ={\beta }_0+{\beta }_1\hspace{0.17em}\mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+{\beta }_2\hspace{0.17em}{Y}_j^{2018}+{\beta }_3\hspace{0.17em}{Y}_j^{2018}\times \mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+\gamma \hspace{0.17em}{\widehat{\mathit{\text{NDE}}}}_j\\ \hfill & \hfill +\zeta X_j+\eta \hspace{0.17em}{\text{secteur}}_j+\theta \hspace{0.17em}{\text{région}}_j+{ϵ}_j\end{array}$      (4)

Dans les deux modèles, $\Delta w_j^{90/10}$ mesure les inégalités salariales intraentreprise définies dans l’équation (1), calculées pour chaque entreprise j; NDE_j indique si l’entreprise j relève d’un régime de négociation centralisé (NDE_j = 0) ou d’entreprise (NDE_j = 1); $Y_j^{2010}$ et $Y_j^{2018}$ sont des variables fictives indiquant si l’entreprise j est présente dans l’échantillon la deuxième année des deux paires de vagues (2010 ou 2018); X_j correspond à un ensemble de caractéristiques de l’entreprise et de variables reflétant la composition de la main-d’œuvre (voir ci-après); secteur_j et région_j sont des effets fixes relatifs au secteur d’activité de l’entreprise (indiqué dans l’ESS au niveau à un chiffre de la NACE⁶) et à son lieu d’implantation (indiqué dans l’ESS au niveau 1 de la NUTS⁷); ${\widehat{\mathit{\text{NDE}}}}_j$ est un score de propension représentant la probabilité que l’entreprise j ait recours à la négociation d’entreprise et dont l’introduction vise à remédier à des effets de sélection endogène potentiels (voir plus loin); ϵ_j est un terme d’erreur idiosyncrasique⁸.

Les paramètres α et β sont les principaux coefficients d’intérêt; α₀ et β₀ mesurent le niveau moyen des inégalités salariales dans le groupe de référence, formé des entreprises où la négociation collective est centralisée, la première année de chacune des deux périodes (2006 et 2014 respectivement). Les coefficients α₁ et β₁ correspondent à la variation des inégalités entre les entreprises qui négocient les salaires localement et celles du groupe de référence (négociations centralisées) en 2006 et 2014 respectivement; α₂ et β₂ mesurent la variation des inégalités au fil du temps (entre 2006 et 2010 et 2014 et 2018 respectivement) dans les entreprises qui appliquent des négociations centralisées, tandis que α₃ et β₃ rendent compte de la croissance supplémentaire des inégalités qui se produit au fil du temps (toujours entre 2006 et 2010 et 2014 et 2018 respectivement) dans les entreprises où les salaires sont négociés localement. Des estimations séparées des modèles (donc des paramètres) par pays permettent de tenir compte de la disparité des systèmes de négociation collective entre pays. En réalité, comme nous l’expliquons plus haut, la définition des entreprises qui appliquent la négociation d’entreprise (NDE = 1) est relativement homogène dans tous les pays, tandis que les variations entre pays sont plus grandes au sein du groupe de référence, composé des entreprises qui négocient les salaires à un niveau plus centralisé (NDE = 0).

Nos principaux paramètres sont estimés selon la méthode suivante. Premièrement, les effets fixes secteur et région, de même que les variables de contrôle des caractéristiques de l’entreprise (X_j), permettent de tenir compte de facteurs qui, ensemble, influent sur les inégalités et l’adoption d’un régime de négociation local et risqueraient de créer un biais de variable omise s’ils n’étaient pas inclus dans les régressions⁹. Plus précisément, le vecteur X_j comprend deux catégories de variables disponibles dans l’ESS pour chaque entreprise j: d’une part les caractéristiques de l’entreprise sous la forme d’une variable catégorielle désignant la taille de l’entreprise (d’après ses effectifs) et d’une variable fictive indiquant son statut (public ou privé). En principe, la dispersion des salaires devrait être plus faible dans les grandes entreprises et les entreprises publiques, où les syndicats sont généralement plus puissants (Canal Domínguez et Rodríguez Gutiérrez, 2004). La deuxième catégorie de variables englobe les caractéristiques du personnel de l’entreprise j dont le rôle dans les inégalités salariales a été mis en lumière par des études antérieures, à savoir la proportion de femmes dans les effectifs, des variables fictives pour l’âge modal de la main-d’œuvre, le pourcentage de salariés titulaires d’un diplôme de l’enseignement secondaire ou de l’enseignement supérieur, l’ancienneté moyenne des travailleurs dans l’entreprise, la proportion de cadres et de professionnels qualifiés (codes 1 et 2 de la CITP), le pourcentage d’employés à temps partiel et le pourcentage d’employés titulaires d’un contrat à durée indéterminée. Ces variables de contrôle sont certes pertinentes en théorie, mais il est difficile de prédire la relation de chacune d’elles avec les inégalités dans l’entreprise. On s’attend habituellement à constater une augmentation de ces disparités avec l’âge, l’ancienneté et le niveau d’études, ces différentes caractéristiques étant associées à une hausse des salaires, lesquels sont plus dispersés dans les entreprises où ils sont en moyenne plus élevés (Canal Domínguez et Rodríguez Gutiérrez, 2004). Pour ce qui est du genre, comme l’écart salarial entre hommes et femmes n’est plus à démontrer, les inégalités devraient être plus grandes dans les entreprises où le pourcentage de femmes est plus faible. Par ailleurs, elles devraient être plus faibles lorsqu’une plus forte proportion de travailleurs travaille à plein temps (plutôt qu’à temps partiel), est titulaire d’un contrat à durée indéterminée (plutôt que temporaire) et est formée d’ouvriers (plutôt que de cadres). Ces catégories de travailleurs sont en effet généralement plus souvent syndiqués, ce qui fait que la mobilisation des syndicats en faveur d’une plus grande égalité des salaires a plus d’impact dans les entreprises qui les emploient (ibid.)¹⁰.

En plus d’introduire des effets fixes et des variables de contrôle des caractéristiques de l’entreprise pour estimer les équations (3) et (4), nous cherchons à remédier à l’endogénéité potentielle de la variable fictive NDE liée à une sélection non aléatoire des entreprises. De fait, la décision d’adopter des accords collectifs d’entreprise pourrait être influencée par des éléments non observés corrélés avec les déterminants non observés de la variable dépendante d’intérêt. Ce phénomène peut se produire bien que nous ayons tenu compte des composantes du salaire spécifiques à l’employeur et des salaires moyens de l’entreprise dans l’équation de Mincer estimée au départ et que nous ayons introduit un grand nombre de covariables relatives à l’entreprise. Pour éliminer ce biais potentiel, suivant une solution adoptée dans la littérature empirique (Card et De La Rica, 2006; Daouli et al., 2013), nous augmentons le modèle au moyen d’une estimation probit préliminaire de la probabilité (score de propension) qu’une entreprise adopte la négociation collective d’entreprise ( $\widehat{\mathit{\text{NDE}}}$ ). Cette méthode repose sur l’idée que l’assignation à la catégorie NDE se faisant de façon aléatoire conditionnellement aux variables de contrôle observées, la conditionner également aux scores de propension permet d’éliminer tout autre biais susceptible de subsister en raison de caractéristiques non observées de l’entreprise (voir l’annexe en ligne C (en anglais) pour plus d’informations). Nous nous abstenons néanmoins de donner une dimension pleinement causale à nos résultats, parce que, comme souligné, les données issues de l’ESS ne sont pas des données de panel, ce qui signifie que nous ne pouvons pas suivre les employés et les entreprises au fil du temps et sommes donc dans l’incapacité de tenir compte de la totalité des effets fixes entreprise et salarié.

4.2. Négociation d’entreprise et rémunération aux deux extrémités de l’échelle des salaires

Pour mieux comprendre le rôle de la négociation d’entreprise dans les inégalités salariales intraentreprise, nous estimons les variantes suivantes des équations (3) et (4):

$\begin{array}{rr}\hfill w_j^p& \hfill ={\alpha }_0+{\alpha }_1\hspace{0.17em}\mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+{\alpha }_2\hspace{0.17em}{Y}_j^{2010}+{\alpha }_3\hspace{0.17em}{Y}_j^{2010}\times \mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+\gamma \hspace{0.17em}{\widehat{\mathit{\text{NDE}}}}_j\\ \hfill & \hfill +\zeta X_j+\eta \hspace{0.17em}{\text{secteur}}_j+\theta \hspace{0.17em}{\text{région}}_j+{ϵ}_j\hspace{0.17em}\end{array}$      (5)

et

$\begin{array}{rr}\hfill w_j^p& \hfill ={\beta }_0+{\beta }_1\hspace{0.17em}\mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+{\beta }_2\hspace{0.17em}{Y}_j^{2018}+{\beta }_3\hspace{0.17em}{Y}_j^{2018}\times \mathit{\text{ND}}{\mathit{\text{E}}}_j+\gamma \hspace{0.17em}{\widehat{\mathit{\text{NDE}}}}_j\\ \hfill & \hfill +\zeta X_j+\eta \hspace{0.17em}{\text{secteur}}_j+\theta \hspace{0.17em}{\text{région}}_j+{ϵ}_j\hspace{0.17em}\end{array}$      (6)

où la variable dépendante $w_j^p$ est soit le 90^e centile de la distribution des primes salariales résiduelles dans l’entreprise j, soit le 10^e centile, estimé dans les deux cas par la régression de Mincer décrite dans l’équation (3).

À noter que ces spécifications permettent d’appréhender l’origine de l’écart global $\Delta w_j^{90/10}$ mesuré dans les équations (3) et (4), parce qu’elles comparent les 90^e et 10^e centiles entre des entreprises qui négocient les salaires à des niveaux différents. À titre d’exemple, si l’on constate un lien positif entre la négociation d’entreprise et Δw^90/10 dans un pays donné, il reste à savoir comment cette relation s’explique: est-elle due à une hausse des salaires (de leurs résidus) perçus par les salariés les mieux rémunérés (w⁹⁰) en cas de négociation au niveau de l’entreprise ou à une baisse de ceux versés aux salariés situés en bas de la distribution des salaires (w¹⁰)? De plus, dans l’hypothèse où l’écart global Δw^90/10 ne varierait pas de façon significative en fonction du régime de négociation collective, les estimations des équations (5) et (6) permettent de savoir si ce résultat s’explique par le fait que les deux composantes se compensent en évoluant dans la même direction lorsque la négociation se déroule au niveau de l’entreprise.

La méthode employée pour estimer les équations (5) et (6) est identique à celle utilisée pour les modèles de base dans les équations (3) et (4). Nous calculons des régressions séparées pour chaque pays, en ajoutant les mêmes covariables relatives à l’entreprise et les mêmes effets fixes, et réalisons au préalable les mêmes estimations probit des scores de propension à opter pour la négociation d’entreprise. Les résultats obtenus pour les coefficients α₁ et β₁ de la variable fictive NDE fournissent, pour la première année de chacune des deux périodes (2006 et 2014), la différence d’effets moyens entre les entreprises négociant les salaires localement et celles appliquant des négociations centralisées. Les coefficients des termes d’interaction α₃ et β₃ rendent compte de l’évolution éventuelle du coefficient de NDE au fil du temps.

5.1. Inégalités intraentreprise globales

Le tableau 1 présente les estimations de l’équation (3), qui concernent la période 2006-2010¹¹. En 2006, les inégalités observées dans les entreprises du groupe de référence, où la négociation collective est centralisée, sont très variables d’un pays à l’autre, comme le montrent les estimations de α₀. Les disparités les plus faibles sont observées en Espagne, avec une différence de 0,299, soit 30 points de pourcentage environ. La France affiche un écart plus de deux fois plus grand, de 62 points de pourcentage, ce qui en fait le pays où les inégalités sont les plus fortes dans le groupe de référence. Dans la plupart des autres pays, l’écart se situe aux alentours de 45 à 55 points de pourcentage. Parallèlement, cette même année, il n’y a le plus souvent aucune différence entre les entreprises qui négocient les salaires au niveau local et celles qui relèvent de négociations centralisées. Les coefficients α₁ estimés ne sont en effet pas significativement différents de zéro, sauf dans le cas du Royaume-Uni. Dans ce pays, l’écart salarial est significativement plus faible (d’environ 1,3 point de pourcentage ou environ 2 pour cent des inégalités mesurées dans le groupe de référence) dans les entreprises qui négocient les salaires localement que dans les autres.

En 2010, les inégalités constatées dans les entreprises négociant les salaires de façon centralisée avaient diminué par rapport à 2006 (voir les estimations de α₂) dans tous les pays sauf en Allemagne et en Tchéquie. Dans certains cas, cette baisse est notable: elle est de 11 points environ en Espagne et de 13 points au Royaume-Uni. La tendance est la même parmi les entreprises qui négocient les salaires localement (voir les estimations de α₃, dont la plupart sont dépourvues de significativité statistique), sauf en Espagne et en France, où la négociation d’entreprise atténue (voire inverse) le mouvement vers plus d’égalité. Dans ces deux pays, le niveau auquel se déroule la négociation collective n’exerçait pas d’influence significative en 2006. En revanche, en 2010, l’écart s’était creusé (d’environ 2,2 points de pourcentage en Espagne et 3,6 points en France). Alors que les inégalités avaient sensiblement diminué en 2010 dans les entreprises françaises et espagnoles relevant de négociations centralisées, dans celles négociant les salaires localement (somme de α₂ et α₃), elles avaient beaucoup moins baissé en Espagne et s’étaient même amplifiées en France.

Le tableau 2 présente les estimations de l’équation (4), qui concernent la période 2014-2018. Il confirme la très forte hétérogénéité entre pays déjà mise en lumière par les estimations relatives à 2006-2010. En 2014, les inégalités observées dans les entreprises du groupe de référence (voir les estimations de β₀) et l’augmentation constatée quand les salaires sont négociés localement (estimations de β₁) varient selon les pays. En réalité, en Belgique, au Royaume-Uni et en Tchéquie, l’ampleur des inégalités n’est pas significativement différente dans les entreprises qui négocient localement. En revanche l’écart Δw^90/10 se creuse en Allemagne, en Espagne et en France, ce qui pourrait être lié au fait que dans ces pays, à la suite de la crise, la négociation d’entreprise a été utilisée à des fins de différenciation des salaires. Cependant, cette hausse des inégalités associée à la négociation d’entreprise ne perdure pas. En 2018, les inégalités salariales n’avaient augmenté sous l’effet de la négociation d’entreprise (estimations de β₃) que dans un seul pays (la Tchéquie), les différences selon le niveau de la négociation collective n’étant significatives dans aucun autre. À l’inverse, dans les entreprises qui dépendent exclusivement de négociations collectives centralisées, les inégalités évoluent dans des sens différents au fil du temps (estimations de β₂), augmentant en Belgique et en Espagne, mais régressant en Allemagne, en France et en Tchéquie.

5.2. Salariés situés aux deux extrémités de l’échelle des salaires

Nous estimons ensuite les équations (5) et (6) afin d’obtenir des coefficients distincts pour chacune des deux extrémités de la distribution des salaires.

Les résultats relatifs à la période 2006-2010 figurent dans le tableau 3. Ils fournissent une explication de l’accroissement des inégalités associé à la négociation d’entreprise en Espagne, en France et au Royaume-Uni (tableau 1). La baisse des inégalités associée à cette forme de négociation au Royaume-Uni en 2006 s’explique par le niveau significativement plus élevé des primes salariales en bas de l’échelle dans les entreprises qui négocient les salaires localement (estimation de α₁ pour q₁₀). En Espagne, le niveau plus faible de l’écart salarial global Δw^90/10 observé en 2010 dans les entreprises qui relèvent de négociations collectives centralisées s’explique par une diminution relative des primes salariales dans le 90^e centile et par une hausse dans le 10^e centile, ces deux mouvements conduisant à une réduction de l’écart salarial global du fait que le bas et le sommet de la distribution se rapprochent. À noter que la négociation d’entreprise freine cette réduction de l’écart en raison de son impact sur q₁₀ comme sur q₁₀ (coefficients α₃), d’où une différence totale de 2,17 points de pourcentage entre les deux régimes de négociation en 2010. La France a connu une dynamique similaire, mais de plus grande ampleur: la négociation d’entreprise se traduit par une hausse des primes salariales au sommet de la distribution et une baisse en bas, si bien que l’écart s’est élevé à 3,6 points de pourcentage au total.

Le tableau 4 contient les estimations obtenues pour 2014-2018. Il montre que la différence concernant les inégalités observée dans le tableau 2 s’explique par des mouvements de fond différents, les entreprises utilisant la négociation locale pour ajuster des niveaux différents de la distribution. En Allemagne, l’augmentation de l’écart Δw^90/10 constatée en cas de négociation d’entreprise en 2014 est la résultante de deux évolutions conjuguées: dans les entreprises qui négocient localement, la rémunération des salariés les moins bien payés (10^e centile) diminue et celle de leurs collègues les mieux lotis (90^e centile) augmente. La situation est différente en Espagne et en France, où cette même augmentation observée en 2014 est uniquement due au fait que les entreprises qui négocient les salaires localement réduisent la rémunération des salariés les moins bien payés comparativement à ce qui est observé quand la négociation des salaires est centralisée. L’inverse est vrai en Tchéquie en 2018, à savoir que la hausse de l’écart salarial s’explique par le niveau plus élevé du salaire du 90^e centile lorsque les salaires sont fixés localement.