Direction des études analytiques : documents de recherche
La transparence salariale et l’écart entre les sexes

par Michael Baker, Yosh Halberstam, Kory Kroft, Alexandre Mas et Derek Messacar
11F0019M no 430
Date de diffusion : le 16 septembre 2019

Résumé

Le présent document vise à étudier les répercussions des lois sur la divulgation des salaires dans le secteur public sur les salaires du corps professoral universitaire au Canada. Ces lois, qui permettent au public de connaître les salaires de membres du corps professoral lorsqu’ils dépassent des seuils définis, ont été adoptées dans différentes provinces à divers moments. Au moyen de données administratives détaillées portant sur l’univers des facultés universitaires au Canada et d’une recherche axée sur l’étude d’événement, la présente étude a permis de dégager trois principales conclusions. Tout d’abord, les lois sur la divulgation réduisaient, en moyenne, les salaires. Ensuite, les lois réduisaient les disparités salariales entre les hommes et les femmes. Troisièmement, l’écart salarial entre les sexes était réduit principalement dans les universités où les membres du corps professoral sont syndiqués.

Mots-clés : disparités salariales entre les sexes; étude d’événement; lois sur la divulgation des salaires; Système d’information sur le personnel d’enseignement dans les universités et les collèges (SIPEUC); transparence salariale.

Sommaire

L’une des caractéristiques les plus persistantes et les plus marquantes du marché de l’emploi partout dans le monde est que les femmes gagnent moins que les hommes. Parmi les chercheurs universitaires et les décideurs politiques, une hypothèse a gagné récemment en popularité. Selon cette dernière, les disparités salariales entre les sexes persistent en partie parce qu’elles sont camouflées. Dans le secteur privé, certains ont exigé un degré de transparence accru en ce qui concerne l’écart salarial entre les hommes et les femmes.

Ainsi, on considère de plus en plus que les lois sur la transparence constituent une politique visant à réduire les disparités salariales entre les sexes. Cependant, malgré une hausse du nombre de lois en matière de transparence au Canada et dans d’autres pays, il existe un nombre limité d’études universitaires qui permettent de déterminer si la transparence salariale réduit systématiquement les disparités salariales entre les sexes. Il s’agit d’une lacune importante, puisque les lois sur la transparence imposent vraisemblablement des coûts aux employeurs, en plus d’accroître le fardeau administratif. Le fait que ces lois respectent les normes d’une analyse coût-avantage varie en fonction du fait qu’elles assurent ou non une égalité supérieure entre les sexes, selon le coût d’efficacité.

Le présent document fournit de nouvelles données probantes sur l’effet de causalité des lois en matière de transparence salariale sur les salaires. Plus précisément, les répercussions de l’adoption (échelonnée) de lois sur la divulgation des salaires dans les facultés universitaires au sein des provinces canadiennes sont étudiées. En 1996, la Colombie-Britannique, le Manitoba et l’Ontario ont été les premières provinces à adopter de telles lois. De nombreuses autres provinces en ont adopté plus récemment.

Pour évaluer l’effet de ces lois, des données administratives sur les salaires des employés universitaires à temps plein des établissements d’enseignement postsecondaire canadiens à partir de 1970 sont utilisées dans le cadre d’une analyse du Système d’information sur le personnel d’enseignement dans les universités et les collèges. Le plan de recherche utilise la variation entre les provinces canadiennes pour ce qui est de la mise en œuvre des lois sur la divulgation et la variation à l’intérieur des provinces en ce qui a trait aux départements exposés.

Les trois résultats suivants ont été déterminés :

  1. Les lois sur la transparence réduisent les salaires dans les facultés d’environ 1 point à 3 points de pourcentage en moyenne.
  2. Ces lois réduisent aussi les disparités salariales entre les sexes d’environ 2,2 points à 2,4 points de pourcentage. Cela représente une réduction d’environ 30 % de l’écart, qui était à la base de 7 % à 8 %. Il s’agissait de disparités salariales entre les sexes qui étaient observées au moment de la première série de réformes en matière de transparence au Canada. Cet effet montre principalement un ralentissement de la croissance des salaires des membres du corps professoral de sexe masculin. Certaines données probantes laissent aussi entendre que les salaires des membres du corps professoral de sexe féminin ont augmenté, même si les estimations ont une ampleur plus petite.
  3. Les effets de la divulgation des salaires sur les salaires moyens et l’écart salarial entre les sexes sont plus prononcés dans les milieux de travail syndiqués. Par exemple, les salaires des femmes ont augmenté d’environ 1 point de pourcentage à la suite de l’adoption d’une loi sur la divulgation dans les universités syndiquées, tandis que ce changement était presque équivalent à zéro dans les universités non syndiquées. Les syndicats peuvent jouer un rôle important en réaction à la divulgation, puisque les universités doivent participer et répondre aux procédures de grief officielles en milieu de travail syndiqué. L’existence d’une procédure de grief officielle peut être particulièrement avantageuse pour les femmes dans un milieu où la plupart des titulaires de chaires et des membres plus anciens du corps professoral sont des hommes.

Les résultats de la présente étude fournissent des renseignements sur les répercussions de l’équilibre partiel des lois sur la transparence salariale. Cependant, il est possible que de telles lois aient des effets indirects qui font en sorte que des changements élargis soient apportés aux normes sociales. Ainsi, les effets d’équilibre général de ces lois pourraient être différents.

1 Introduction

L’une des caractéristiques les plus persistantes et les plus marquantes du marché de l’emploi partout dans le monde est que les femmes gagnent moins que les hommes. Par exemple, aux États-Unis, une femme gagne généralement 77 $ pour chaque tranche de 100 $ que gagne un homme (Goldin, 2014). Parmi les chercheurs universitaires et les décideurs politiques, une hypothèse a gagné récemment en popularité. Selon cette dernière, les disparités salariales entre les sexes persistent en partie parce qu’elles sont camouflées. Cette hypothèse est étayée par une série de réformes stratégiques qui exigent la divulgation des salaires selon le sexeNote . Aux États-Unis, le président Obama a adopté des lois exigeant que les entreprises ayant conclu des contrats avec le gouvernement divulguent les salaires moyens des employés selon le sexe. Le président Trump a annulé par la suite ces loisNote . Dans le secteur privé, certains ont exigé un degré de transparence accru en ce qui concerne les différences salariales entre les hommes et les femmes; par exemple, les entreprises technologiques sont soumises aux pressions du public concernant la divulgation des salaires selon le sexeNote .

Hors des États-Unis, on considère de plus en plus que les lois sur la transparence constituent une politique visant à réduire les disparités salariales entre les hommes et les femmes. En 2006, le Danemark a adopté une loi exigeant que les grandes entreprises déclarent des statistiques sur les salaires selon le sexe (Bennedsen et coll., 2019). Depuis 2017, les entreprises situées au Royaume-Uni qui comptent plus de 250 employés sont tenues de déclarer la rémunération et les primes selon le sexe (The Equality Act 2010 [Gender Pay Gap Information] [S.I. 2017/172])Note . Des réformes semblables sont en cours en Australie, en France et en Allemagne. Au Canada, la Loi portant sur la transparence salariale (2018, L.O. 2018, chap. 5 – projet de loi 3), adoptée récemment en Ontario, exige que toutes les annonces publiques de postes comprennent une fourchette de rémunération, en plus d’interdire aux employeurs de poser des questions sur la rémunération antérieure et d’exiger qu’ils déclarent les disparités salariales entre les hommes et les femmes à la provinceNote .

Malgré une hausse du nombre de lois en matière de transparence, il existe un nombre limité d’études universitaires qui permettent de déterminer si la transparence salariale réduit systématiquement les disparités salariales entre les sexes. Il s’agit d’une lacune importante, puisque les lois sur la transparence imposent vraisemblablement des coûts aux employeurs, en plus d’accroître le fardeau administratif. Le fait que ces lois respectent les normes d’une analyse coût-avantage varie en fonction du fait qu’elles assurent ou non une égalité supérieure entre les hommes et les femmes, selon le coût d’efficacité.

Le présent document fournit de nouvelles données probantes sur l’effet de causalité des lois en matière de transparence salariale sur les salaires. Les répercussions de l’adoption (échelonnée) de lois sur la divulgation des salaires dans les facultés universitaires au sein des provinces canadiennes sont étudiées. En 1996, la Colombie-Britannique, le Manitoba et l’Ontario ont été les premières provinces à adopter des lois sur la divulgation qui exigeaient que les universités déclarent les salaires des employés gagnant plus de 50 000 $ (Colombie-Britannique et Manitoba) et plus de 100 000 $ (Ontario). Dans les autres provinces, des lois sur la divulgation ont été adoptées récemment. Seulement quatre provinces n’ont pas les moyens légaux explicites pour publier les salaires du corps professoral dans les universités.

Pour évaluer l’effet de ces lois, les données administratives de Statistique Canada sur les salaires des employés universitaires à temps plein des collèges et universités canadiens à partir de 1970 sont utilisées. Ces données portent sur la quasi-totalité des membres du corps professoral à temps plein dans les universités canadiennes. Presque toutes les universités au Canada sont dans le secteur public. Cet ensemble de données renferme une vaste gamme de variables démographiques et de variables relatives à l’emploi à prendre en compte pour déterminer et expliquer l’évolution des disparités salariales entre les sexes au fil du temps. Au moyen de ces variables, les salaires divulgués par ces lois peuvent être déterminés d’une manière très détaillée. Il s’agit de l’un des rares ensembles de données qui fournissent des renseignements sur la rémunération et les caractéristiques démographiques pour un groupe exhaustif d’employeurs au sein d’un secteur.

Le plan de recherche utilise la variation entre les provinces canadiennes pour ce qui est de la mise en œuvre des lois sur la divulgation ainsi que la variation à l’intérieur des provinces en ce qui a trait aux départements exposés. Puisque les lois ne s’appliquent qu’aux membres du corps professoral dont le salaire est supérieur aux seuils définis, les départements offrant un salaire inférieur n’étaient pas visés par la divulgation. Cependant, les départements offrant un salaire supérieur étaient touchés. Il est ainsi possible d’obtenir une source supplémentaire de variation dans la province. Ainsi, les groupes expérimentaux et les témoins peuvent être définis à l’échelle universitaire. Des tendances variant dans le temps à l’échelle provinciale peuvent être corrigées d’une manière souple.

Pour plusieurs raisons, le secteur universitaire est un bon milieu pour étudier les répercussions des lois en matière de transparence sur les disparités salariales entre les sexes. Tout d’abord, les disparités entre les sexes étaient répandues à tous les échelons universitaires et dans tous les établissements universitaires au Canada au cours de la période étudiéeNote . Ensuite, il existe un consensus au sujet des résultats du corps professoral des universités (les cours enseignés, les publications de recherche, les services administratifs). Le tout est relativement facile à observer. Il existe donc une certaine logique en ce qui concerne les arguments éventuels à l’appui d’une correction salariale découlant des lois sur la divulgation. Troisièmement, les divisions bien établies et adoptées à grande échelle du corps professoral par département et par rang permettent de définir avec précision les groupes de référence. Quatrièmement, puisque les salaires sont déterminés par le secteur des universités, les écarts salariaux tiennent compte des différences sur le plan des salaires, plutôt que des différences sur le plan des heures travaillées. Enfin, la facilité d’accès aux renseignements révélés par certaines lois sur la divulgation étudiées dépend de l’accès à Internet. Les universités étaient à l’avant-scène quant à la fourniture d’un accès Internet à leurs employés au cours de la période étudiée.

Trois résultats clés ont été déterminés. Tout d’abord, les lois sur la transparence réduisent, en moyenne, les salaires du corps professoral. Plus particulièrement, les lois sur la transparence ont entraîné une réduction statistiquement significative de 1 point à 3 points de pourcentage des salaires. En deuxième lieu, ces lois réduisent aussi les disparités salariales entre les sexes : on observe une réduction statistiquement significative de 2,2 points à 2,4 points de pourcentage. Cela représente une réduction d’environ 30 % de l’écart, qui était à la base de 7 % à 8 %. Il s’agissait de disparités salariales entre les sexes qui étaient observées au moment de la première série de réformes en matière de transparence au Canada. Selon les estimations, la réduction des disparités salariales entre les sexes tient compte d’un ralentissement de la croissance des salaires des membres du corps professoral de sexe masculin dans le groupe expérimental par rapport au groupe témoin. Certaines données probantes laissent aussi entendre que les salaires des membres du corps professoral de sexe féminin ont augmenté, même si les estimations ont une ampleur plus petite. Enfin, les effets de la divulgation des salaires sur les salaires moyens et les disparités salariales entre les sexes sont plus prononcés dans les milieux de travail syndiqués.

Le présent document contribue à plusieurs volets de la littérature portant sur la transparence salariale. De nombreuses études ont examiné les effets de la transparence sur les salaires. Après avoir évalué les répercussions de la divulgation salariale en Ontario, Gomez et Wald (2010) ont conclu que les salaires des recteurs dans la province augmentaient en fonction du salaire moyen dans le secteur public et qu’il y avait une croissance supérieure des salaires moyens des professionnels en Ontario par rapport aux autres provincesNote . Mas (2017) a évalué les effets d’un changement législatif en Californie, qui exigeait la divulgation électronique des salaires dans les municipalités, et a découvert qu’il y avait une compression salariale.

Dans le contexte actuel, Bennedsen et coll. (2019) ont examiné les répercussions d’une loi au Danemark exigeant des entreprises comptant plus de 35 employés qu’elles fournissent les données salariales selon le sexe aux employés, par l’intermédiaire de leur représentant. Les données sont déclarées pour les groupes qui sont suffisamment grands pour protéger l’anonymat des personnesNote . Au moyen d’une méthode d’analyse des écarts entre les différences comparant les entreprises comptant de 35 à 50 employés aux entreprises comptant de 20 à 34 employés, Bennedsen et coll. (2019) ont constaté que la loi sur la divulgation a permis de réduire les disparités salariales entre les sexes chez les entreprises étudiées principalement en raison d’un ralentissement de la croissance des salaires des hommesNote .

Il existe quelques différences entre la présente étude et celle de Bennedsen et coll. (2019). Tout d’abord, la nature des lois sur la transparence diffère fortement dans les deux contextes. Au Danemark, les disparités salariales sont divulguées par les entreprises à un représentant des employés ou les entreprises rédigent un rapport interne sur l’équité salariale. Dans le présent contexte, tous les salaires supérieurs à un certain seuil sont divulgués. Tous les travailleurs ont directement accès à l’information. Deuxièmement, contrairement à Bennedsen et coll. (2019), qui mettaient l’accent sur les travailleurs du secteur privé, le présent document porte sur les travailleurs du secteur public. C’est pourquoi les deux études se complètent à cet égard. Malgré tout, les résultats des deux études sont très semblables, c’est-à-dire qu’il y a réduction des disparités salariales entre les sexes attribuable, en partie, à des salaires inférieurs pour les hommes. La présente étude en fait état.

D’autres études ont examiné les effets de la transparence salariale sur d’autres résultats. Cullen et Perez-Truglia (2018) ont réalisé une expérience sur le terrain au sein d’une grande entreprise qui révélait les salaires des pairs et des gestionnaires. Ils ont constaté que, si le salaire des pairs est perçu comme étant supérieur, il y a réduction des efforts, de la production et du maintien en poste. Si le salaire des gestionnaires est perçu comme étant supérieur, ces résultats s’en trouvent accrus. Card et coll. (2012) ont utilisé une expérience d’information randomisée pour montrer que la transparence salariale réduisait le bien-être des membres du corps professoral d’une université dans les départements au sein desquels ils gagnaient un salaire inférieur à la médiane en Californie. Breza, Kaur et Shamdasani (2018) ont démontré que la productivité des ouvriers indiens diminuait lorsqu’ils pouvaient connaître le salaire de leurs pairs. Perez-Truglia (2019) a évalué les effets de la transparence sur le bien-être, en examinant une réforme adoptée en Norvège qui a entraîné la divulgation en ligne des dossiers d’impôt pour l’ensemble de la population. L’étude a conclu qu’il y avait eu réduction du bien-être.

Le reste du document est structuré de la manière suivante : la section 2 porte sur les mécanismes grâce auxquels les lois sur la transparence peuvent avoir une incidence sur les disparités salariales entre les sexes; la section 3 propose un aperçu des lois sur la divulgation dans le secteur public au Canada; la section 4 présente les données; la section 5 fournit des données probantes sur les disparités salariales entre les sexes pour tous les travailleurs au Canada et les professions libérales dans le secteur des services d’enseignement; la section 6 expose la spécification de l’étude de l’événement; la section 7 renferme les résultats empiriques et la section 8, les conclusions.

2 Pourquoi la transparence salariale pourrait-elle avoir une incidence sur l’écart salarial entre les sexes?

Parmi les effets de la divulgation de l’information sur les disparités salariales entre les sexes au sein d’une organisation, il y a le fait que les personnes peuvent exiger, en privé, un salaire plus élevé à leur employeur. Le dossier de Lilly Ledbetter illustre cette situation. Mme Ledbetter, superviseuse chez Goodyear Tire, un fabricant américain, ne savait pas que ses collègues de sexe masculin, occupant des postes semblables, recevaient un salaire supérieur au sien. Ayant reçu une lettre anonyme révélant ce fait, elle a déposé une poursuite pour discrimination dans l’emploi visant son employeur. L’affaire s’est retrouvée devant la Cour suprême des États-Unis et a entraîné l’adoption de la loi Lilly Ledbetter Fair Pay Act of 2009 (pub. L. no 111-2, 123 Stat. 5 [2009]), ce qui a permis d’alléger le fardeau lors d’une poursuite pour discriminationNote .

L’affaire Ledbetter a fait ressortir les mesures individuelles prises par des employés. Il est aussi possible que la divulgation salariale étendue réduise les disparités salariales entre les sexes en raison de la réponse de l’organisation à une attention du public plus soutenue à l’égard des disparités salariales. Plus particulièrement, les organisations peuvent prendre des mesures organisationnelles pour apporter des modifications salariales, en partie pour maintenir de bonnes relations publiques. Par exemple, Mas (2017) a constaté que la divulgation des salaires des gestionnaires municipaux en Californie a entraîné une réduction des salaires moyens. On a interprété cette situation comme une réponse institutionnelle au tollé général face aux niveaux élevés de rémunération.

En revanche, il est possible que l’écart salarial entre les sexes ne soit pas touché par les lois sur la transparence. Par exemple, s’il y a discrimination fondée sur les préférences ou si les disparités salariales entre les sexes sont le fruit d’un monopsone, la transparence pourrait n’avoir aucune incidence. Dans le même ordre d’idées, même si le fait de connaître le salaire des collègues peut révéler des éléments au sujet de la nature des rentes propres à l’entreprise, si les hommes et les femmes se servent de cette information d’une manière symétrique lorsqu’ils négocient, on pourrait s’attendre à ce que cela ait des répercussions sur les disparités salariales entre les sexes. Cependant, si les hommes, et pas les femmes, se servent de cette information lors de négociations, cela pourrait exacerber les disparitésNote . Dans la présente étude sur les membres du corps professoral universitaire, les mesures individuelles et organisationnelles peuvent entraîner des rajustements.

3 Lois sur la divulgation des salaires dans le secteur public au Canada

Comme il est mentionné dans l’introduction, les premières lois sur la divulgation salariale dans le secteur public ont été adoptées en 1996, en Colombie-Britannique, au Manitoba et en Ontario. Dans tous les cas, le gouvernement exigeait la divulgation des salaires dans les universités qui dépassaient un certain seuil, soit 50 000 $ en Colombie-Britannique et au Manitoba, et 100 000 $ en Ontario.

Le tableau 1 illustre l’année de mise en œuvre et les seuils de divulgation des lois en matière de transparence ainsi que les législations provinciales qui donnent accès aux salaires dans le secteur public, en plus d’indiquer si ces gouvernements publient les salaires en ligneNote . Ces lois renferment un certain nombre de caractéristiques additionnelles remarquables.

Tout d’abord, la plupart des provinces ayant adopté des lois sur la divulgation salariale publient des données sur les salaires en ligneNote . Les médias ont fait grand cas de la première publication des renseignements salariaux en ligne par les gouvernements de l’Ontario, la Nouvelle-Écosse, l’Alberta et Terre-Neuve-et-Labrador. Cependant, dans les autres provinces, les lois sur la divulgation n’exigent pas qu’une province rende ces données accessibles en ligne. En Colombie-Britannique, l’accès en ligne aux salaires des corps professoraux n’a été offert qu’après la réception, en 2008, d’une demande d’accès à l’information présentée par des journalistes du Vancouver Sun, un journal provincial. De 2008 à 2015, le journal proposait une banque de données électronique consultable sur les salaires dans le secteur public (y compris les salaires des corps professoraux)Note .


Tableau 1
Lois provinciales sur la divulgation salariale
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Lois provinciales sur la divulgation salariale Année de
mise en œuvre, Seuil de
divulgation (dollars) et Publication du gouvernement en ligne(figurant comme en-tête de colonne).
Année de
mise en œuvre
Seuil de
divulgation (dollars)
Publication du gouvernement en ligne
Colombie-Britannique 1996 50 000 non
Manitoba 1996 50 000 non
Ontario 1996 100 000 oui
Nouvelle-Écosse 2012 100 000 oui
Alberta 2015 125 000 oui
Terre-Neuve-et-Labrador 2016 100 000 oui

Ensuite, le seuil de déclaration initial pour la divulgation est demeuré le même au fil du temps dans la plupart des provinces. Dans certaines autres, il a été rajusté en fonction de l’inflation. Par exemple, plusieurs années après l’adoption de la législation sur la divulgation des salaires des employés gouvernementaux en Alberta, une autre loi qui s’appliquait de manière plus générale au secteur public (y compris les facultés des universités) a été adoptée en 2012. Le seuil avait été fixé à 125 000 $, rajusté annuellement en fonction de l’Indice des prix à la consommation de l’Alberta.

Enfin, dans certaines provinces, les lois ayant une incidence sur la divulgation salariale ont été adoptées avant les lois mentionnées dans le tableau. Cependant, elles n’exigeaient pas que les salaires des corps professoraux universitaires étudiés soient divulgués publiquement. Par exemple, avant l’adoption de la législation en Ontario, les salaires des employés gouvernementaux gagnant plus de 40 000 $ étaient publiés dans les comptes publics (Ontario, ministère des Finances, 1990). Toutefois, cette divulgation ne visait pas les facultés des universités. L’accès était limité, puisqu’il fallait obtenir une copie papier des comptes publicsNote .

4 Données

La présente étude repose sur une analyse de l’ensemble de données du Système d’information sur le personnel d’enseignement dans les universités et les collèges (SIPEUC) de Statistique Canada de 1970 à 2017. Il s’agit d’une enquête nationale annuelle qui recueille des données sur le personnel enseignant à temps plein dans les universités canadiennes attribuant des grades universitaires et leurs collèges affiliés au 1er octobre de chaque année. L’enquête englobe tous les enseignants des facultés, le personnel universitaire des hôpitaux d’enseignement, le personnel universitaire enseignant invité et le personnel de recherche dont le rang professoral et le traitement sont similaires à ceux du personnel enseignant, qui ont tous des nominations pour une période déterminée d’au moins 12 mois. Elle exclut le personnel administratif et le personnel de soutien, les bibliothécaires ainsi que les adjoints de recherche et les adjoints à l’enseignement.

Les données du SIPEUC sont recueillies directement auprès des établissements. La participation est obligatoire. Dans les données, la personne est l’unité d’observation. Cependant, l’unité d’enquête est l’établissement. Les renseignements sur les caractéristiques socioéconomiques du personnel, y compris le salaire, sont obtenus directement dans les dossiers de paye. Statistique Canada collabore étroitement avec les établissements pour assurer une déclaration uniforme chaque année, et veiller à ce que les données des différents établissements puissent être comparées. Cet ensemble de données affiche une limite, puisqu’il a été abandonné de 2011 à 2015. Au cours de cette période, les données ont été recueillies, de manière indépendante, par des établissements participants, en collaboration avec le Conseil national des vice-recteurs aux affaires académiques, ce qui a entraîné la création du consortium National Faculty Data Pool (NFDP), afin de simuler aussi étroitement que possible le SIPEUC en vue d’assurer l’uniformité longitudinale. À la suite d’une collaboration récente entre Statistique Canada et le consortium d’universités, le NFDP a été intégré au SIPEUC, afin de fournir des données sur les années manquantes.

Il est important de noter que le NFDP comporte deux limites. Tout d’abord, la participation à l’enquête était volontaire. De 2010 à 2012, la taille de l’échantillon a baissé, passant d’environ 35 450 à 27 000 travailleurs. En outre, le nombre d’établissements observés est passé de 113 à 56. Le nombre décroissant d’établissements est proportionnellement plus élevé, alors que le retrait d’une université d’une enquête entraîne aussi le retrait de tous ses collèges satellites (plus petits). Ensuite, pour des raisons de confidentialité ou pour simplifier la déclaration, plusieurs établissements n’ont pas assuré une déclaration uniforme des identificateurs personnels de leurs employés lors du passage du SIPEUC au NFDP en 2011 ou du passage du NFDP au SIPEUC en 2016. Pour surmonter ce défi, les personnes ont été appariées en fonction des données observables, afin de produire des identificateurs uniformes longitudinalement pour les établissements où une interruption avait été observée. Les personnes des établissements et des départements ont été appariées en fonction de l’année de naissance, du sexe, de l’année de nomination au sein de l’établissement et de l’année de l’obtention du plus haut grade. Des vérifications par placebo pour les établissements et les années où il n’y a eu aucune interruption montrent que le taux de réussite est supérieur à 99 %.

Les restrictions suivantes ont été imposées à l’échantillon tout au long de l’analyse. Les personnes ont été ajoutées uniquement si elles avaient été nommées professeurs adjoints, professeurs agrégés ou professeurs titulaires; si elles n’étaient pas à l’emploi d’une faculté de médecine ou de dentisterie; et si elles étaient affectées à un département particulier. Ces restrictions ont été mises en place parce que l’on comprend mieux l’établissement des salaires des facultés visées. Par exemple, l’établissement du salaire en médecine et en dentisterie peut être touché par des activités autres que la recherche et l’enseignement, dont la pratique de la médecine. L’analyse a été restreinte aux membres du corps professoral d’un département non manquant, puisque la spécification empirique ci-dessous exige l’attribution d’un groupe de pairs en fonction du département, ce qui n’est pas possible dans le cas des personnes qui n’appartiennent pas à un départementNote . Enfin, l’échantillon était limité aux établissements observés au cours du volet de 2012 du NFDP et qui avaient apporté la dernière touche à leurs données en collaboration avec Statistique Canada ou avaient transmis des renseignements à l’organisme. Cette restriction imposée aux établissements a été adoptée pour assurer l’équilibre du panel en fonction des années lors desquelles l’enquête n’a pas été réalisée.

Dans le tableau 2, on présente les statistiques descriptives pour l’ensemble de l’échantillon de l’étude, et ce, de manière séparée pour les hommes et les femmes. L’échantillon comprend 101 103 employés universitaires de partout au Canada. Dans l’ensemble, les travailleurs sont âgés d’environ 48 ans. Le quart d’entre eux sont de sexe féminin. Cela masque le fait qu’au cours des années 1970, moins de 15 % des membres du corps professoral étaient des femmes. Cependant, ce chiffre a augmenté pour atteindre environ 40 % au cours des dernières années. Dans les années 2010, environ 45 % des professeurs embauchés étaient des femmes. En outre, environ 80 % des membres du corps professoral avaient un doctorat, et 70 % travaillaient au sein d’établissements syndiqués. Il est intéressant de souligner que les femmes sont près de 10 % plus susceptibles que les hommes d’être syndiquées. Cette situation peut être favorisée par deux facteurs : 1) les femmes sont plus susceptibles de travailler dans des établissements représentés par des syndicats ou des associations de professeurs; 2) la proportion de femmes dans l’industrie a augmenté au fil du temps, au fur et à mesure que la syndicalisation a augmenté graduellement entre les années 1970 et les années 1990.


Tableau 2
Statistiques descriptives des employés universitaires à l’échelle du Canada
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Statistiques descriptives des employés universitaires à l’échelle du Canada Échantillon complet, Hommes et Femmes, calculées selon moyenne et écart-type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Échantillon complet Hommes Femmes
moyenne écart-type moyenne écart-type moyenne écart-type
Données démographiques
Âge (années) 47,5 9,7 47,7 9,8 47,1 9,4
Femmes (pourcentage) 24,5 43,0 0,0 0,0 100,0 0,0
Plus haut grade obtenu (pourcentage)
Doctorat 81,6 38,7 83,0 37,5 77,3 41,9
Professionnel 0,5 7,4 0,5 7,2 0,6 7,9
Maîtrise 14,2 34,9 13,0 33,7 18,0 38,4
Inférieur à la maîtrise 3,6 18,6 3,4 18,2 4,1 19,8
Rang (pourcentage)
Professeur adjoint 24,0 42,7 20,4 40,3 35,2 47,8
Professeur agrégé 39,7 48,9 38,4 48,6 43,7 49,6
Professeur titulaire 36,3 48,1 41,2 49,2 21,1 40,8
Autres caractéristiques d’emploi (pourcentage)
Syndiqué 69,6 46,0 67,4 46,9 76,6 42,3
A des responsabilités 11,6 32,0 12,1 32,6 10,1 30,2
Rémunération
Salaire (dollars constants de 2017)
Échantillon complet 116 750 29 750 118 750 29 750 110 700 28 850
Professeur adjoint 89 350 19 000 89 200 19 050 89 600 18 900
Professeur agrégé 111 900 21 100 111 350 20 650 113 350 22 250
Professeur titulaire 140 250 25 150 140 250 24 950 140 300 26 350
Croissance du salaire (pourcentage)
Échantillon complet 2,7 5,6 2,5 5,6 3,3 5,5
Professeur adjoint 3,4 4,8 3,3 4,8 3,7 4,8
Professeur agrégé 2,8 5,3 2,6 5,3 3,3 5,3
Professeur titulaire 2,2 6,1 2,0 6,0 3,0 6,6

5 Contexte

Les travailleuses au Canada gagnent moins que leurs collègues de sexe masculin, comme c’est le cas dans la plupart des économies développées. Au graphique A.1 de l’annexe, le rapport des salaires horaires femmes-hommes chez les travailleurs à temps plein au cours de la période étudiée est documenté (Baker et Drolet, 2010; Morissette, Picot et Lu, 2013). Le rapport pour tous les travailleurs et les professions libérales au sein du secteur des services d’enseignement est illustré. Le rapport pour tous les travailleurs augmente, passant d’une valeur faible d’un peu plus de 0,82 à près de 0,89 au cours de la période. Le rapport des travailleurs en enseignement est plus volatil en raison de la taille plus petite de l’échantillon. Au début de la période, il est légèrement supérieur à 0,88, et passe à plus de 0,90, sauf lors d’une baisse abrupte en 2018. Pendant presque toute la période, les professionnelles de l’enseignement affichaient des disparités salariales plus petites par rapport à leurs homologues de l’ensemble du marché de l’emploi.

Même s’il est désormais courant de mesurer les disparités salariales entre les sexes au moyen des salaires horaires au Canada, les gains sont la norme dans de nombreux autres pays. La présente analyse porte essentiellement sur la rémunération annuelle des membres du corps professoral. Le recours aux gains pour documenter les disparités entre les sexes peut faire en sorte que l’on confonde les différences en ce qui concerne les heures travaillées (p. ex. temps partiel contre temps plein) et les différences en ce qui a trait aux salaires horaires. Cela est moins préoccupant dans le présent contexte, puisque l’échantillon est restreint aux nominations à temps plein et que les salaires du corps professoral au Canada représentent habituellement un montant fixe versé sur une période de 12 mois.

Les disparités salariales entre les sexes dans cet échantillon de membres du corps professoral sont illustrées dans le graphique 1. Ces disparités sont présentées au fil du temps en fonction ou non de témoins (établissement, département, année de naissance et plus haut grade obtenu). L’écart conditionnel était d’environ 15 % au début de la période, puis il a diminué pour se situer à environ 4 % à 5 % au cours des dernières années. Cela va de pair avec les conclusions de Warman, Woolley et Worswick (2010), qui ont utilisé des données semblables pour documenter une réduction des différences salariales entre les hommes et les femmes observée entre 1970 et 2001.

Graphique 1

Tableau de données du graphique 1 
Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 1 Sans témoins et Avec témoins, calculées selon logarithme (salaire) unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Sans témoins Avec témoins
logarithme (salaire)
1971 -0,14 -0,14
1972 -0,15 -0,14
1973 -0,15 -0,14
1974 -0,16 -0,14
1975 -0,15 -0,13
1976 -0,16 -0,12
1977 -0,16 -0,12
1978 -0,16 -0,12
1979 -0,15 -0,10
1980 -0,15 -0,10
1981 -0,16 -0,10
1982 -0,16 -0,10
1983 -0,16 -0,09
1984 -0,16 -0,09
1985 -0,16 -0,09
1986 -0,16 -0,09
1987 -0,17 -0,09
1988 -0,17 -0,09
1989 -0,18 -0,09
1990 -0,18 -0,09
1991 -0,17 -0,08
1992 -0,17 -0,08
1993 -0,17 -0,08
1994 -0,17 -0,08
1995 -0,17 -0,08
1996 -0,16 -0,07
1997 -0,15 -0,07
1998 -0,15 -0,07
1999 -0,14 -0,06
2000 -0,14 -0,06
2001 -0,13 -0,06
2002 -0,13 -0,06
2003 -0,12 -0,06
2004 -0,12 -0,06
2005 -0,11 -0,05
2006 -0,10 -0,05
2007 -0,10 -0,05
2008 -0,10 -0,04
2009 -0,09 -0,04
2010 -0,09 -0,04
2011 -0,09 -0,04
2012 -0,09 -0,04
2013 -0,09 -0,03
2014 -0,09 -0,03
2015 -0,08 -0,03
2016 -0,08 -0,03
2017 -0,08 -0,03

Parmi les préoccupations potentielles concernant le recours à la paye dans le secteur universitaire, il y a le fait que les salaires peuvent être fixés en fonction d’une formule réglementaire; par exemple, ceux-ci peuvent être déterminés entièrement en fonction de l’établissement, du département et du rang. Pour évaluer si l’on dispose d’une marge en ce qui concerne le salaire et la portée des lois sur la transparence pour avoir une incidence sur les disparités salariales entre les sexes, les salaires sont prédits en assurant leur régression en fonction des interactions des effets fixes associés à l’établissement, au département, au rang, à la durée des fonctions et à l’année; des effets fixes associés à l’âge; et des effets fixes associés au plus haut grade obtenu. Si les salaires sont fixés en fonction d’une formule, il ne devrait y avoir qu’une infime variance résiduelle entre les salaires réels et les salaires prévus. Le graphique A.2 de l’annexe montre que ce n’est pas le cas, puisqu’une variance résiduelle substantielle a été observée chez les hommes et les femmes. Le R au carré pour les deux modèles est d’environ 70 %. En outre, le fait que les disparités salariales entre les sexes conditionnelles étaient d’environ 7 % à 8 % au moment de l’adoption des premières lois sur la divulgation donne à penser que la portée de la divulgation peut avoir une incidence sur les disparités.

6 Spécification du modèle économétrique

Le contexte canadien est unique lorsque vient le temps d’évaluer l’effet de causalité de la transparence, puisqu’il existe trois sources distinctes de variation en matière de transparence : la province, l’année et le salaire de référence. Par exemple, comme il est mentionné ci-dessus, la divulgation salariale en Ontario a été adoptée en 1996. Cependant, seulement les personnes gagnant plus de 100 000 $, le seuil salarial, étaient comprisesNote . La définition de référence du traitement tient compte de toutes ces sources de variation. Plus précisément, on détermine qu’une personne a fait l’objet d’un traitement au cours d’une année donnée si, au cours de cette année, elle a travaillé dans une province ayant des lois sur la divulgation salariale et a travaillé dans un département au sein duquel le salaire d’un membre du corps professoral a été révélé par la politique de divulgation au cours de l’année de la réformeNote . Par « groupe de pairs », on entend l’ensemble du corps professoral au sein du même établissement et du même département, selon la définition principale de ce terme. Les résultats sont aussi déclarés du point de vue d’une autre définition fondée sur l’établissement, le département et le rang. Les deux définitions de traitement sont distinctes sur le plan conceptuel : la première porte sur les comparaisons verticales, tandis que la deuxième est limitée aux comparaisons horizontales (voir Cullen et Perez-Truglia, 2018).

Pour officialiser l’approche, il faut tenir compte d’un panel de i=1,,N MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbGaeyypa0JaaGymaiaacYcacqGHMacVcaGGSaGaamOtaaaa @3C87@ personnes dont le salaire Y it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGzbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@3935@ a été observé pendant t=1,,T MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaeyypa0JaaGymaiaacYcacqGHMacVcaGGSaGaamivaaaa @3C98@ ans ou, dans certains cas, un sous-ensemble correspondant. Une variable de traitement binaire est aussi observée, D it { 0,1 }:  D it =0  MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGebWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaak8qacqGH iiIZdaGadaWdaeaapeGaaGimaiaacYcacaaIXaaacaGL7bGaayzFaa GaaiOoaiaacckacaWGebWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aa beaak8qacqGH9aqpcaaIWaGaaeiOaaaa@471D@ si i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbaaaa@3705@ n’a pas été traité d’ici l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ et D it =1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGebWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaak8qacqGH 9aqpcaaIXaaaaa@3AFC@ si i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbaaaa@3705@ a été traité d’ici l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ . Dans le contexte actuel, le traitement est un état absorbant et la voie de traitement D (i,t) (t=0) T MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGebWdamaaBaaaleaapeGaaiikaiaadMgacaGGSaGaamiDaiaa cMcaa8aabeaakmaaDaaaleaapeGaaiikaiaadshacqGH9aqpcaaIWa GaaiykaaWdaeaapeGaamivaaaaaaa@407B@ est une série de 0 et de 1. Dans ce cas-ci, la voie de traitement est caractérisée, de manière unique, par la période du traitement initial, illustrée par E i = min { t: D i,t =1 } MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGfbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqaaOWdbiabg2da98aa daWfqaqaa8qaciGGTbGaaiyAaiaac6gaaSWdaeaaaeqaaOWdbmaacm aapaqaa8qacaWG0bGaaiOoaiaadseapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGa aiilaiaadshaa8aabeaak8qacqGH9aqpcaaIXaaacaGL7bGaayzFaa aaaa@4638@ . Habituellement, il s’agit du « moment de l’événement », et K it =t E i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGlbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaak8qacqGH 9aqpcaWG0bGaeyOeI0Iaamyra8aadaWgaaWcbaWdbiaadMgaa8aabe aaaaa@3E40@ est considéré comme le « temps relatif ». Soit F i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGgbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqaaaaa@382A@ est une variable indicatrice qui prend la valeur de 1 si l’individu i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbaaaa@3705@ est une femme. La spécification dynamique type suivante est prise en considération :

log( Y it )= α i + β t M + β t F + k = A B1 γ k 1{ K it =k }+ γ B+ 1{ K it B } MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFSbGaa83Baiaa=DgadaqadaWdaeaapeGaamywa8aadaWg aaWcbaWdbiaadMgacaWG0baapaqabaaak8qacaGLOaGaayzkaaGaey ypa0JaeqySde2damaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqaaOWdbiabgUca Riabek7aI9aadaqhaaWcbaWdbiaadshaa8aabaWdbiaad2eaaaGccq GHRaWkcqaHYoGypaWaa0baaSqaa8qacaWG0baapaqaa8qacaWGgbaa aOGaey4kaSYaaybCaeqal8aabaWdbiaadUgacaGGGcGaeyypa0Jaai iOaiabgkHiTiaadgeaa8aabaWdbiaadkeacqGHsislcaaIXaaan8aa baWdbiabggHiLdaakiabeo7aN9aadaWgaaWcbaWdbiaadUgaa8aabe aak8qacaaIXaWaaiWaa8aabaWdbiaadUeapaWaaSbaaSqaa8qacaWG PbGaamiDaaWdaeqaaOWdbiabg2da9iaadUgaaiaawUhacaGL9baacq GHRaWkcqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaWGcbGaey4kaScapaqabaGc peGaaGymamaacmaapaqaa8qacaWGlbWdamaaBaaaleaapeGaamyAai aadshaa8aabeaak8qacqGHLjYScaWGcbaacaGL7bGaayzFaaaaaa@6FE1@ + k = A B1 δ k 1{ K it =k }× F i + δ B+ 1{ K it B }× F i + ε it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqGHRaWkdaGfWbqabSWdaeaapeGaam4AaiaacckacqGH9aqpcaGG GcGaeyOeI0IaamyqaaWdaeaapeGaamOqaiabgkHiTiaaigdaa0Wdae aapeGaeyyeIuoaaOGaeqiTdq2damaaBaaaleaapeGaam4AaaWdaeqa aOWdbiaaigdadaGadaWdaeaapeGaam4sa8aadaWgaaWcbaWdbiaadM gacaWG0baapaqabaGcpeGaeyypa0Jaam4AaaGaay5Eaiaaw2haaiab gEna0kaadAeapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbaapaqabaGcpeGaey4kaS IaeqiTdq2damaaBaaaleaapeGaamOqaiabgUcaRaWdaeqaaOWdbiaa igdadaGadaWdaeaapeGaam4sa8aadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaWG0b aapaqabaGcpeGaeyyzImRaamOqaaGaay5Eaiaaw2haaiabgEna0kaa dAeapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbaapaqabaGcpeGaey4kaSIaeqyTdu 2damaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@67F8@

A0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGbbGaeyyzImRaaGimaaaa@395D@ indicateurs principaux du traitement sont regroupés avec B0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGcbGaeyyzImRaaGimaaaa@395E@ , variables qui saisissent les effets à court terme, et un seul paramètre qui saisit les effets à plus long terme. En fonction de la spécification actuelle, A=10 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGbbGaeyypa0JaaGymaiaaicdaaaa@3958@ et B=6 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGcbGaeyypa0JaaGOnaaaa@38A4@ . Ainsi, le modèle tient compte d’un effet fixe individuel ( α i ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qadaqadaWdaeaapeGaeqySde2damaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqa aaGcpeGaayjkaiaawMcaaaaa@3AC0@ et d’effets selon le sexe et l’année ( β t M , β t F ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qadaqadaWdaeaapeGaeqOSdi2damaaDaaaleaapeGaamiDaaWdaeaa peGaamytaaaakiaacYcacqaHYoGypaWaa0baaSqaa8qacaWG0baapa qaa8qacaWGgbaaaaGccaGLOaGaayzkaaaaaa@402A@ (M = homme, F = femme). Certaines spécifications permettent aussi de vérifier, de manière souple, les effets fixes de l’année, par province, par sexe. C’est pourquoi le modèle tient compte des chocs propres à une province variant dans le temps qui peuvent avoir des répercussions différentes sur les salaires des hommes et des femmes et qui sont corrélés avec le moment de l’événement. Selon l’hypothèse, il n’y a aucun choc corrélé avec l’adoption des lois sur la transparence qui a une incidence différente sur les salaires des hommes et des femmes dans les groupes de pairs. Les coefficients d’intérêt sont les paramètres { δ k } k = A B1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qadaGadaWdaeaapeGaeqiTdq2damaaBaaaleaapeGaam4AaaWdaeqa aaGcpeGaay5Eaiaaw2haa8aadaqhaaWcbaWdbiaadUgacaGGGcGaey ypa0JaaiiOaiabgkHiTiaadgeaa8aabaWdbiaadkeacqGHsislcaaI Xaaaaaaa@443B@ et δ B+ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaH0oazpaWaaSbaaSqaa8qacaWGcbGaey4kaScapaqabaaaaa@39BF@ . Ils font état de l’effet de causalité de la transparence sur les disparités salariales entre les sexes à court terme et à long terme, respectivement. La présence de tendances précédentes peut aussi être mise à l’essai en traçant le δ ^ k MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaH0oazpaGbaKaadaWgaaWcbaWdbiaadUgaa8aabeaaaaa@3916@ de k<0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGRbGaeyipaWJaaGimaaaa@38C5@ et en examinant si δ ^ k =0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaH0oazpaGbaKaadaWgaaWcbaWdbiaadUgaa8aabeaak8qacqGH 9aqpcaaIWaaaaa@3AF0@ .

Enfin, pour quantifier l’ampleur de l’effet et accroître la précision des estimations, la spécification « statique » ou canonique est adaptée selon le contexte A=B=0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGbbGaeyypa0JaamOqaiabg2da9iaaicdaaaa@3A6A@  :

log( Y it )= α i + β t M + β t F + γ 0+ D it + δ 0+ D it × F i + ε it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGSbGaam4BaiaadEgadaqadaWdaeaapeGaamywa8aadaWgaaWc baWdbiaadMgacaWG0baapaqabaaak8qacaGLOaGaayzkaaGaeyypa0 JaeqySde2damaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqaaOWdbiabgUcaRiab ek7aI9aadaqhaaWcbaWdbiaadshaa8aabaWdbiaad2eaaaGccqGHRa WkcqaHYoGypaWaa0baaSqaa8qacaWG0baapaqaa8qacaWGgbaaaOGa ey4kaSIaeq4SdC2damaaBaaaleaapeGaaGimaiabgUcaRaWdaeqaaO WdbiaadseapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaamiDaaWdaeqaaOWdbiab gUcaRiabes7aK9aadaWgaaWcbaWdbiaaicdacqGHRaWka8aabeaak8 qacaWGebWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaak8qacqGH xdaTcaWGgbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaaWdaeqaaOWdbiabgUcaRi abew7aL9aadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaWG0baapaqabaaaaa@63D5@

γ 0+ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaaIWaGaey4kaScapaqabaaaaa@39B4@ est l’effet de causalité de la transparence sur le salaire moyen des membres du corps professoral de sexe masculin, et γ 0+ + δ 0+ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaaIWaGaey4kaScapaqabaGcpeGa ey4kaSIaeqiTdq2damaaBaaaleaapeGaaGimaiabgUcaRaWdaeqaaa aa@3E4B@ est celui des membres du corps professoral de sexe féminin. Par rapport au modèle dynamique, cette spécification n’impose aucune tendance précédente et suppose des effets de traitement constants pour tous les k MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGRbaaaa@3706@ . Les erreurs-types sont regroupées au niveau de l’établissement et du département, puisqu’il s’agit du niveau auquel le traitement est défini.

7 Résultats empiriques

Au début de la section actuelle, on présente une série de tracés d’études d’événement non paramétriques pour examiner visuellement les effets de la transparence sur les disparités salariales entre les sexes. Ensuite, on parle des modèles de régression servant à quantifier les répercussions précises.

Le graphique 2 comporte l’étude d’événement principale qui montre les répercussions des lois en matière de divulgation salariale sur les disparités salariales entre les sexesNote . La partie A répartit l’échantillon selon le sexe des membres du corps professoral (masculin et féminin). Les cercles rouges représentent le logarithme des salaires des femmes, tandis que les carrés bleus représentent celui des hommes. Les carrés bleus correspondent à γ k MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaWGRbaapaqabaaaaa@3908@ , tandis que les cercles rouges correspondent à γ k + δ k MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaWGRbaapaqabaGcpeGaey4kaSIa eqiTdq2damaaBaaaleaapeGaam4AaaWdaeqaaaaa@3CF3@ . L’année 0 est l’année de la réforme. Le graphique montre qu’avant la réforme, les carrés bleus étaient supérieurs aux cercles rouges. Cependant, après la réforme, la situation contraire s’est produite, indiquant que les lois en matière de divulgation ont réduit les disparités salariales entre les sexes. Le graphique montre que les salaires des hommes ont, en moyenne, diminué, tandis que ceux des femmes ont augmenté. On peut aussi observer cette situation dans la partie B, qui représente, sous forme de graphique, les disparités salariales entre les sexes δ k MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaH0oazpaWaaSbaaSqaa8qacaWGRbaapaqabaaaaa@3906@ . En ce qui concerne les tendances précédentes, tandis qu’on observe une légère hausse des disparités salariales entre les sexes au cours des années précédant les réformes, les données probantes visuelles indiquent une hausse claire et remarquable pendant l’année de l’événement, ce qui permet d’affirmer avec un certain degré de confiance qu’on ne décèle pas uniquement des tendances précédentes différentes. Le graphique montre aussi que les salaires des hommes et des femmes ont tendance à baisser à longue échéance (p. ex.  γ 0+ + δ 0+ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaaIWaGaey4kaScapaqabaGcpeGa ey4kaSIaeqiTdq2damaaBaaaleaapeGaaGimaiabgUcaRaWdaeqaaa aa@3E4B@ et γ 0+ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHZoWzpaWaaSbaaSqaa8qacaaIWaGaey4kaScapaqabaaaaa@39B4@ sont relativement faibles par rapport aux effets à court terme).

Graphique 2

Tableau de données du graphique 2 
Tableau de données du graphique 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 2. Les données sont présentées selon Interaction entre l’année de la réforme et la divulgation du salaire de pairs (titres de rangée) et Partie A — salaires moyens des hommes et des femmes, Partie B — disparités entre les sexes, Hommes, Intervalle de confiance à 95 %, Femmes, Disparités salariales entre les sexes, Borne supérieure et Borne inférieure, calculées selon logarithme (salaire) unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Interaction entre l’année de la réforme et la divulgation du salaire de pairs Partie A — salaires moyens des hommes et des femmes Partie B — disparités entre les sexes
Hommes Intervalle de confiance à 95 % Femmes Intervalle de confiance à 95 % Disparités salariales entre les sexes Intervalle de confiance à 95 %
Borne supérieure Borne inférieure Borne supérieure Borne inférieure Borne supérieure Borne inférieure
logarithme (salaire)
-10 0,049 0,055 0,043 0,020 0,030 0,011 -0,028 -0,019 -0,038
-9 0,052 0,059 0,045 0,019 0,029 0,008 -0,033 -0,023 -0,044
-8 0,054 0,062 0,047 0,022 0,034 0,010 -0,033 -0,021 -0,045
-7 0,055 0,063 0,047 0,021 0,033 0,008 -0,034 -0,022 -0,046
-6 0,054 0,061 0,046 0,018 0,031 0,005 -0,036 -0,023 -0,049
-5 0,050 0,059 0,042 0,014 0,029 -0,001 -0,036 -0,021 -0,051
-4 0,046 0,056 0,036 0,017 0,033 0,001 -0,029 -0,013 -0,045
-3 0,043 0,054 0,032 0,017 0,034 0,001 -0,026 -0,009 -0,042
-2 0,048 0,059 0,037 0,020 0,038 0,003 -0,027 -0,010 -0,045
-1 0,040 0,052 0,029 0,019 0,036 0,002 -0,021 -0,004 -0,038
0 0,024 0,037 0,011 0,028 0,047 0,010 0,004 0,023 -0,014
1 0,033 0,048 0,017 0,031 0,051 0,011 -0,002 0,018 -0,021
2 0,039 0,056 0,023 0,041 0,060 0,021 0,001 0,021 -0,018
3 0,045 0,061 0,029 0,047 0,066 0,028 0,002 0,021 -0,017
4 0,043 0,057 0,029 0,051 0,070 0,032 0,008 0,027 -0,011
5 0,041 0,056 0,027 0,052 0,071 0,032 0,010 0,030 -0,009
6+ -0,004 0,012 -0,019 0,005 0,026 -0,015 0,009 0,029 -0,011

Les résultats de la régression sont présentés au tableau 3. La partie A fait état des résultats pour l’ensemble de l’échantillon renfermant des hommes et des femmes. La première colonne et la troisième colonne comprennent les effets fixes individuels et les effets fixes de la province par année, tandis que la deuxième colonne et la quatrième colonne tiennent en plus compte du nombre d’années écoulées depuis la nomination au sein de l’établissement, du nombre d’années écoulées depuis l’obtention du plus haut grade, et d’un indicateur de responsabilités administratives supérieures. Dans la première colonne et dans la deuxième colonne, le groupe de pairs est l’établissement et le département. Dans la troisième colonne et la quatrième colonne, le groupe de pairs est l’établissement, le département et le rangNote . Le tableau A.1 de l’annexe reproduit la catégorisation des résultats de l’établissement figurant au tableau 3.


Tableau 3
Effet de la transparence salariale sur le salaire moyen et les disparités salariales entre les sexes, membres du corps professoral universitaire
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effet de la transparence salariale sur le salaire moyen et les disparités salariales entre les sexes Spécification du groupe de pairs, Établissement et département et Établissement, département et rang, calculées selon estimation des coefficients, statistiques et indicateurs unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Spécification du groupe de pairs
Établissement et département Établissement, département et rang
estimation des coefficients
Partie A : Effet sur le salaire moyen
Traité -0,014Note ** -0,015Note ** -0,025Note *** -0,026Note ***
statistiques
R au carré 0,923 0,926 0,923 0,926
Nombre d’observations 982 543 948 691 982 543 948 691
Nombre de grappes 1 262 1 239 1 262 1 239
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui
Autres contrôles non oui non oui
estimation des coefficients
Partie B : Effet sur les disparités salariales entre les sexes
Traité -0,014Note ** -0,017Note ** -0,025Note *** -0,026Note ***
Interaction des femmes traitées 0,022Note ** 0,023Note *** 0,023Note *** 0,024Note ***
statistiques
R au carré 0,924 0,927 0,925 0,927
Nombre d’observations 982 543 948 691 982 543 948 691
Nombre de grappes 1 262 1 239 1 262 1 239
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui
Autres contrôles non oui non oui

Dans toutes ces spécifications, on a constaté que les lois sur la transparence réduisaient constamment le salaire moyen. Toutes les estimations sont statistiquement significatives à 1 %Note . Les estimations ponctuelles vont de 1,4 point à 1,5 point de pourcentage en ce qui concerne la spécification du groupe de pairs par établissement et département, et de 2,5 points à 2,6 points de pourcentage en ce qui concerne la spécification du groupe de pairs par établissement, département et rang. L’introduction de conditions pour les témoins additionnels dans la deuxième colonne et dans la quatrième colonne augmente l’ampleur des estimations de 0,1 point de pourcentage.

La partie B présente les estimations des disparités salariales entre les sexes, en répartissant les répercussions du traitement selon le sexe. Dans toutes les spécifications, les effets fixes de l’année selon la province et le sexe sont pris en considération. D’une spécification à l’autre, les estimations font état d’une réduction statistiquement significative des disparités salariales entre les sexes de 2,2 points à 2,4 points de pourcentage. Par rapport à des disparités salariales entre les sexes moyennes de 7 % à 8 % au moment des réformes initiales en 1996 (voir le graphique 1), cela représente un effet d’environ 30 %. Dans la première colonne et la deuxième colonne, la réduction des disparités salariales entre les sexes découle d’une baisse de la croissance des salaires des hommes, et d’une hausse des salaires des femmes, ce qui va de pair avec les données probantes de l’étude d’événement présentées au graphique 2. Cependant, dans les troisième et quatrième colonnes, la variation de l’écart découle principalement de l’évolution des salaires des hommes.

Le fait que la croissance des salaires des hommes a baissé dans le groupe expérimental par rapport au groupe témoin donne à penser que les établissements ont réagi, en partie, à la divulgation. Les syndicats sont des médiateurs institutionnels importants dans le secteur des études postsecondaires au Canada, puisqu’une grande proportion de membres du corps professoral sont syndiqués (voir le tableau 2). Les syndicats peuvent jouer un rôle important en réaction à la divulgation, puisque les universités doivent participer et répondre aux procédures de grief officielles en milieu de travail syndiquéNote . En revanche, il est plus probable qu’une demande de salaire plus élevé dans un milieu non syndiqué soit présentée lors d’une réunion informelle avec le directeur d’un département, ce qui peut être difficile si la personne n’a pas eu d’offre concurrente externe d’un autre établissement. L’existence d’une procédure de grief officielle peut être particulièrement avantageuse pour les femmes dans un milieu où la plupart des titulaires de chaires et des membres plus anciens du corps professoral sont des hommes.

Le tableau 4 présente les estimations de l’effet du traitement séparément, en fonction de la syndicalisation des membres du corps professoral ou non au cours de l’année en question. Dans la partie B, les estimations selon le sexe montrent que l’effet principal de la loi sur les disparités salariales entre les sexes a été observé dans les milieux de travail syndiqués. Le salaire des femmes a augmenté d’environ 1 point de pourcentage à la suite de l’adoption d’une loi sur la divulgation. Dans les universités non syndiquées, le changement relatif au salaire des femmes était presque nul. Même s’il est impossible d’affirmer avec certitude qu’il s’agit du fruit des mécanismes syndicaux mentionnés ci-dessus, cela donne à penser que l’efficacité des lois sur la transparence permet d’obtenir un résultat différent parmi les universités syndiquées et non syndiquées, au lieu d’un résultat commun.


Tableau 4
Effets de la transparence salariale selon le statut syndical, membres du corps professoral universitaire
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets de la transparence salariale selon le statut syndical Spécification du groupe de pairs, Établissement et département, Établissement, département et rang, Syndiqué et Non syndiqué, calculées selon estimation des coefficients, statistiques et indicateurs unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Spécification du groupe de pairs
Établissement et département Établissement, département et rang
Syndiqué Non syndiqué Syndiqué Non syndiqué
estimation des coefficients
Partie A : Effet sur le salaire moyen
Traité -0,009 -0,008 -0,017Note ** -0,030Note ***
statistiques
R au carré 0,926 0,936 0,926 0,936
Nombre d’observations 686 692 294 003 686 692 294 003
Nombre de grappes 943 781 943 781
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui
estimation des coefficients
Partie B : Effet sur les disparités salariales entre les sexes
Traité -0,013Tableau 4 Note  -0,008 -0,021Note *** -0,027Note **
Interaction des femmes traitées 0,025Note ** 0,013 0,032Note *** 0,007
statistiques
R au carré 0,928 0,938 0,928 0,938
Nombre d’observations 686 692 293 992 686 692 293 992
Nombre de grappes 943 781 943 781
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui

Enfin, un certain nombre d’universités de l’échantillon ont réalisé des études dans l’ensemble de leurs campus, sur les différences salariales entre les sexes au cours de la période étudiée. Même s’il n’existe pas de données probantes directes montrant que ces études ont été faites en réaction aux lois sur la transparence, elles semblent toutes avoir été réalisées dans les provinces où une loi a été adoptée. Habituellement, l’analyse de telles études exige une analyse de régression pour évaluer les disparités salariales entre les sexes, tenir compte de certains facteurs, comme le domaine et l’expérience (nombre d’années écoulées depuis l’obtention du plus haut grade et nombre d’années passées au sein de l’établissement). Dans de nombreux cas, les études ont révélé des données probantes sur les disparités salariales entre les sexes, ce qui a incité l’université à faire des rajustements ponctuels d’échelle en ce qui concerne les salaires des membres du corps professoral de sexe féminin. Dans d’autres cas, une réserve a été créée pour combler les écarts des membres du corps professoral qui se trouvent sous la ligne de régression. Une liste de ces initiatives, des dates pertinentes, ainsi que du montant et du moment de tout rajustement salarial en découlant se trouve au tableau A.2 de l’annexe. Ces études peuvent représenter un mécanisme au moyen duquel la divulgation a eu une incidence sur la rémunération au niveau de l’établissement.

8 Conclusion

Le présent document porte sur l’effet des lois sur la transparence sur les disparités salariales entre les sexes. Même s’il met l’accent sur les salaires dans le secteur public, les efforts constants déployés par les gouvernements partout dans le monde pour accroître la transparence des salaires dans le secteur privé peuvent aider les chercheurs à déterminer si les effets documentés sont valables dans d’autres secteurs de l’économie.

Les travaux de recherche à venir pourraient prendre plusieurs directions. Premièrement, les estimations fournissent des renseignements sur les répercussions de l’équilibre partiel de la transparence. Il est possible que les lois sur la transparence aient des effets indirects qui font en sorte que des changements plus importants soient apportés aux normes sociales. Ainsi, les effets d’équilibre général de ces lois pourraient être différents. Deuxièmement, les lois sur la transparence sont complexes et de nature variable. Il existe une différence entre la divulgation active, dans le cadre de laquelle les salaires sont facilement accessibles en ligne, et la divulgation passive, dans le cadre de laquelle les salaires ne sont accessibles que sur demande. Ces deux formes de divulgation peuvent ne pas avoir les mêmes effets d’équilibre sur les salaires. Par exemple, les salaires accessibles en ligne peuvent attirer beaucoup plus l’attention des médias et subir des pressions pour qu’ils soient rajustés. En outre, le coût inférieur de l’accès signifie que les salaires sont plus susceptibles d’être utilisés lors des négociations avec les employeurs.

Annexe

Graphique A1

Tableau de données du graphique A1 
Tableau de données du graphique A.1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique A.1 Tous les travailleurs et Personnel professionnel en services d’enseignement, calculées selon logarithme (salaire) unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Tous les travailleurs Personnel professionnel en services d’enseignement
logarithme (salaire)
1997 82,95 88,01
1998 82,65 88,75
1999 82,57 89,18
2000 82,04 89,15
2001 82,16 88,41
2002 83,36 89,29
2003 84,05 89,31
2004 84,94 88,89
2005 85,54 92,41
2006 85,44 89,00
2007 85,43 90,03
2008 85,38 90,84
2009 86,57 91,93
2010 87,12 94,77
2011 87,89 91,98
2012 87,79 93,11
2013 87,80 92,47
2014 88,01 91,76
2015 87,84 92,54
2016 88,35 91,42
2017 88,52 90,57
2018 88,62 87,67

Graphique A2

Tableau de données du graphique A2 
Tableau de données du graphique A.2
Répartition des données résiduelles des régressions de salaire des membres du corps enseignant, selon le sexe
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Répartition des données résiduelles des régressions de salaire des membres du corps enseignant. Les données sont présentées selon Rubrique résiduelle du logarithme (salaire) (titres de rangée) et Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Rubrique résiduelle du logarithme (salaire) Hommes Femmes
pourcentage
-0,50 0,0021 0,0012
-0,48 0,0050 0,0012
-0,46 0,0050 0,0012
-0,44 0,0052 0,0050
-0,42 0,0057 0,0062
-0,40 0,0068 0,0112
-0,38 0,0125 0,0100
-0,36 0,0152 0,0175
-0,34 0,0201 0,0175
-0,32 0,0300 0,0287
-0,30 0,0457 0,0237
-0,28 0,0742 0,0549
-0,26 0,1191 0,0761
-0,24 0,1654 0,1309
-0,22 0,2822 0,1821
-0,20 0,4321 0,2843
-0,18 0,6788 0,4127
-0,16 1,0364 0,7183
-0,14 1,6290 1,1422
-0,12 2,4643 2,0550
-0,10 3,7497 3,2721
-0,08 5,5005 5,3819
-0,06 8,0836 7,8497
-0,04 11,1890 11,5969
-0,02 14,7846 17,1584
0,00 15,0135 17,3878
0,02 11,0250 11,0682
0,04 7,6557 7,3322
0,06 5,1522 4,9941
0,08 3,5287 3,1511
0,10 2,3757 2,0637
0,12 1,5692 1,2370
0,14 1,0396 0,7706
0,16 0,7099 0,5063
0,18 0,5097 0,3167
0,20 0,3470 0,2506
0,22 0,2210 0,1446
0,24 0,1711 0,1122
0,26 0,1139 0,0873
0,28 0,0799 0,0337
0,30 0,0525 0,0262
0,32 0,0306 0,0224
0,34 0,0225 0,0137
0,36 0,0144 0,0112
0,38 0,0073 0,0100
0,40 0,0068 0,0087
0,42 0,0029 0,0062
0,44 0,0031 0,0050
0,46 0,0034 0,0012
0,48 0,0024 0,0000
0,50 0,0000 0,0000

Tableau A.1
Effets de la transparence salariale avec erreurs-types regroupées par établissement, membres du corps professoral universitaire
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets de la transparence salariale avec erreurs-types regroupées par établissement Spécification du groupe de pairs, Établissement et département et Établissement, département et rang, calculées selon estimation des coefficients, statistiques et indicateurs unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Spécification du groupe de pairs
Établissement et département Établissement, département et rang
estimation des coefficients
Partie A : Effet sur le salaire moyen
Traité -0,014 -0,015 -0,025Note ** -0,026Note **
statistiques
R au carré 0,923 0,926 0,923 0,926
Nombre d’observations 982 543 948 691 982 543 948 691
Nombre de grappes 56 55 56 55
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui
Autres contrôles non oui non oui
estimation des coefficients
Partie B : Effet sur les disparités salariales entre les sexes
Traité -0,014 -0,017Tableau A,1 Note  -0,025Note ** -0,026Note **
Interaction des femmes traitées 0,022Note ** 0,023Note ** 0,023Note ** 0,024Note ***
statistiques
R au carré 0,924 0,927 0,925 0,927
Nombre d’observations 982 543 948 691 982 543 948 691
Nombre de grappes 56 55 56 55
indicateurs
Effets fixes
Personne oui oui oui oui
Province–année oui oui oui oui
Autres contrôles non oui non oui

Tableau A.2
Exemples connus d’études institutionnelles sur l’équité salariale en fonction du sexe et les rajustements au salaire des femmes, corps professoral universitaire
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Exemples connus d’études institutionnelles sur l’équité salariale en fonction du sexe et les rajustements au salaire des femmes. Les données sont présentées selon Université (titres de rangée) et Année de l’étude, Date du rajustement salarial et Taille du rajustement(figurant comme en-tête de colonne).
Université Année de l’étude Date du rajustement salarial Taille du rajustement
Université Western 2005, 2009 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Université de la Colombie-Britannique 2010 28 février 2013 2,00 %
Université de Victoria 2014 Inconnu Inconnu
Université McMaster 2015 1er juillet 2015 3 515 $
Université Simon Fraser 2015 3 septembre 2016 1,70 %
Université de Waterloo 2016 1er septembre 2016 2 905 $
Université Wilfrid Laurier 2017 22 juin 2017 3,00 %; 3,90 %
Université de Guelph 2018 1er juin 2018 2 050 $
Université de Toronto 2019 1er juillet 2019 1,30 %

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