Cahiers de la Recherche Les effets de l’ouverture commerciale sur l’emploi: cas du secteur manufacturier au Maroc Oumansour Nor-eddine Doctorant à la FSJES de rabat-agdal CEDoc- Groupe de recherche en Economie Appliquée oumansour.33@gmail.com Résumé Cet article propose une évaluation empirique de l’impact de l’ouverture commerciale sur l’emploi. Il examine, dans le cadre d’un modèle de données de panel, l’estimation de l’impact des échanges commerciaux sur l’emploi dans le secteur industriel marocain. Pour cela, il est fait appel à des méthodes économétriques permettant de tenir compte de l’hétérogénéité des données afin d’aboutir à des conclusions présentant une certaine robustesse. Notre étude économétrique se base sur différentes méthodes d’estimation développées récemment dans le cadre des données de panel tirés à partir d’un échantillon de cinq secteurs industriels marocaines ; et sur une période allant de 1988 à 2009. Les résultats des estimations montrent que la valeur ajoutée et les variables mesurant les échanges commerciaux ont un impact positif sur l’emploi, tandis que le salaire agit négativement sur ce dernier. Mots clés : Libéralisation commerciale ; Emploi ; Salaires ; Données de panel, modèle à effets fixes. Abstract Literature about the link between trade and labour market has generated a number of stylized facts, but many open questions remain. A common finding is that much of the shorter-run impacts of trade and reforms involve reallocation of labour or wage impacts within sectors. This paper investigates effects of trade liberalization on employment using a specific factor trade model. Employment equations are estimated using data panel (1988-2009) for manufacturing sectors in Morocco.The impact of export expansion on derived labor demand was positive and statistically significant, indicating that the higher level of exports than previously presented employment opportunities for the country’s large labor surplus. As far as imports are concerned, empirical observations indicate that imports did not necessarily negatively impact Morroco's employment level. Keywords: international trade, Employment, wages, Panel data, fixed effects model. 287  Cahiers de la Recherche I- INTRODUCTION L‘analyse des impacts des différentes politiques macro-économiques sur la répartition des revenus, sur la réglementation de la protection sociale, sur la productivité et sur l‘emploi, est de plus en plus au centre des préoccupations aussi bien des pouvoirs publics, des syndicats, des organisations patronales que des chercheurs universitaires dans les paysen développement. Les principales politiques dont il s‘agit sont les réformes fiscales, la libéralisation du commerce extérieur via la signature des accords de libre échange. La libéralisation commerciale semble avoir entraîné une augmentation de la croissance et du revenu dans les pays en développement. Toutefois, les gains du libre-échange ne sont pas distribués équitablement au sein de la population, et la libéralisation commerciale a un coût important pour certaines personnes251. Par ailleurs, les deux dernières décennies ont été marquées par de multiples efforts de la part des économies en développement pour libéraliser leurs économies dans le but de les intégrer dans l’économie mondiale. C’est particulièrement le cas du Maroc qui a entrepris depuis quelques années la suppression progressive de certaines barrières tarifaires qui limitaient ses échanges. En effet, depuis les années 80, beaucoup de réformes ont été adoptées pour encourager les échanges et réduire les restrictions tarifaires et non tarifaires. Ces réformes ont été, le cas échéant, recommandées par les instances internationales comme condition à l’aide et comme moyen plus sûr pour assurer une transition rapide du développement. Ainsi, pour qu’il puisse alléger le fardeau de l’endettement qui pesait sur lui depuis le début des années 80 et bien avant de signer l’accord de libre échange avec l’UE252, et dernièrement avec les États-Unis253et avec d’autres pays254, le Maroc a opté pour la conditionnalité de la libéralisation de son économie. Le débat portant sur le lien entre l‘ouverture commerciale et l‘emploi a suscité ces dernières années beaucoup d‘intérêt. La théorie Heckscher-Ohlin-Samuelson(HOS) constitue l‘outil d‘analyse de référence le plus adopté pour étudier ce lien. Elle considère que chaque pays doit se spécialiser dans l‘exportation des biens qui utilisent intensivement le facteur qu‘il possède en abondance. La spécialisation selon les avantages comparatifs a pour conséquence l‘expansion des secteurs utilisant le facteur abondant et le déclin des secteurs utilisant le facteur rare. Des transferts de main-d‘oeuvre doivent s‘opérer entre les secteurs en déclin et ceux en expansion. Un autre résultat important du modèle HOS est le théorème Stolper-Samuelson qui énonce que, sous un certain nombre d‘hypothèses assez restrictives à savoir rendements d‘échelle constants, parfaite mobilité intersectorielle des facteurs de production, le libre échange se traduit par une hausse de la rémunération du facteur abondant et par une réduction de la rémunération du facteur rare dans chaque économie. L‘effet du commerce extérieur sur le marché du travail est alors de nature essentiellement intersectorielle tout en supposant que les échanges ne modifient ni la nature de l‘appareil productif ni le mode du fonctionnement de l‘économie. 251 Nina PAVCNIK(2009) 252 (Entré en vigueur en janvier 2000) 253 (Entré en vigueur en janvier 2006) 254 Pour les autres accords de libre échanges, il s’agit de l’accord avec les pays de la ligue des Etats arabes(entré en vigueur en janvier 1998), de l’accord avec les Emirats Arabes Unis (entré en vigueur en septembre 2003), de l’accord avec la Turquie(entré en vigueur en janvier 2006) et de l’accord dit quadrilatéral de libre échange, où accord d’Agadir( entrée en vigueur en mars 2007). 288  Cahiers de la Recherche On adoptera dans le cadre de cet article une approche quantitative fondée sur un modèle économétrique sur données de panel, un modèle qui traite l‘impact des échanges commerciaux sur le marché du travail pour le cas marocain. Le reste du papier est organisé comme suit : La deuxième section comprendra une analyse théorique et les résultats des principaux travaux réalisés sur la relation entre les échanges et l‘emploi. Il s‘agit en fait de présenter et de justifier les hypothèses de la problématique. Dans la section suivante, on commencera par analyser le lien entre les échanges et l'emploi pour le cas du Maroc par le biais de certaines statistiques descriptives. Dans cette même section, une analyse de l‘évolution du taux de chômage sera également présentée. La quatrième section sera consacrée à la présentation du modèle économétrique. Il y aura donc trois sous sections, la première exposera la structure théorique du modèle à estimer, une deuxième sera consacrée à la présentation des sources de données utilisées dans les estimations et une troisième, résumera les résultats des calculs économétriques. II- LIBERALISATION COMMERCIALE ET EMPLOI : REVUE DE LA LITTERATURE ET ENSEIGNEMENTS EMPIRIQUES L'impact de la libéralisation commerciale sur l‘emploi et sur les salaires dans les pays en développement s'est trouvée au cœur des débats en matière de politique économique de développement au cours de ces dernières années. Les travaux théoriques se rapportant à cette problématique peuvent être divisés en deux groupes en fonction des conclusions qu‘ils sous-tendent255. Dans le premier groupe, nous pouvons mettre tous les modèles néo-classiques de croissance ou de commerce international ; modèles qui insistent sur le fait que le protectionnisme, tel celui qui accompagne la stratégie d'industrialisation par substitution aux importations, est désavantageux pour les travailleurs des pays en voie de développement. Et sur le fait que le libre échange ou la libéralisation du commerce extérieur a des effets positifs, du moins à long terme, sur les salaires et l'emploi. Les analyses inhérentes au modèle de base de Heckscher-Ohlin et Samuelson soutiennent que l‘augmentation du commerce liée à un effet d‘ouverture conduira à une hausse significative des emplois dans les secteurs exportateurs et à une baisse dans les secteurs concurrencés par les importations. En effet, Le théorème néo-classique place les facteurs de production au cœur de l‘explication du commerce international. De ce fait, elle constitue le cadre d‘analyse naturel de l‘étude de l‘influence des échanges sur le marché du travail. En particulier, le théorème de Stolper-Samuelson (1941), considéré comme la pierre angulaire de l‘analyse théorique de l‘impact du commerce international sur le marché du travail, montre que le commerce Nord-Sud peut effectivement être source d‘inégalités dans les pays en développement. Il montre aussi que le libre échange, même source d‘un gain global, occasionne des pertes pour certains facteurs de production, notamment pour le travail non qualifié dans les pays en développement. 255 Nous citons à titre d'exemple les travaux mentionnés par Wood (1991 et 1994) : Rodrik (1990 et1997), Freeman (1995), de Grossman et Helpman (1990), Berman, Bound et Griliches (1994) et Slaughter (1997), etc. La littérature économique envisage le plus souvent l'impact des échanges sur le marché du travail comme un phénomène intersectoriel. Par exemple, les échanges Nord-Sud défavoriseraient les secteurs de main-d'œuvre qualifiée dans les pays industrialisés. La condition relative de la main-d’œuvre peu qualifiée dans les pays du Sud s'en trouverait désavantagée. 289  Cahiers de la Recherche Le théorème de l'égalisation des prix des facteurs permet de conclure que l'ouverture aux échanges diminue la part du revenu national allouée au facteur de production rare. Mais cela ne préjuge en rien de l'évolution des rémunérations réelles. Comme le revenu national augmente dans une situation de libre-échange par rapport à l'autarcie, la variation de la rémunération réelle du facteur rare reste a priori indéterminée : c'est une moindre part d'un tout plus important. L'objet du théorème de Stolper-Samuelson est de lever cette indétermination. Ce théorème offre une vision relativement simple et intuitive du problème, tout en mettant en relief certains enchaînements de causalités. Les hypothèses sont celles traditionnellement adoptées dans l'analyse néoclassique des échanges. Elles renvoient notamment au modèle micro-économique canonique des marchés de facteurs et de la concurrence, sans aucune imperfection. Dans ce cadre, Stolper et Samuelson montrent que la rémunération réelle du facteur rare diminue avec l'introduction du libre-échange. Ainsi, en dépit de l'augmentation globale du revenu national, il existe, en termes réels, des perdants à l'échange. Nous pouvons alors formuler le théorème de Stolper-Samuelson, selon la terminologie de Bhagwati (1959)) de la manière suivante : le passage de l'autarcie au libre-échange diminue nécessairement la rémunération réelle du facteur rare. De même, la théorie des proportions des facteurs reste un support principal de l‘analyse de l‘impact des échanges internationaux sur le marché du travail. Elle se base sur l‘étude des conséquences des différences de dotations factorielles des économies et des intensités factorielles de production. Les pays en développement abondamment dotés en travail non qualifié, sont en effet clairement spécialisés dans la production des biens intensifs en ce facteur. Les pays développés, au contraire, se caractérisent par l‘abondance du travail qualifié. Dans ce contexte, le commerce international influe sur le marché du travail au travers des variations qu‘il engendre sur les prix relatifs des biens. Ils sont, hélas, aussi difficiles à observer qu‘à utiliser 256. Dans le deuxième groupe en revanche, les analyses hétérodoxes vont tout à fait dans le sens contraire des précédents modèles en stipulant que la libéralisation des échanges extérieurs, préconisée par les institutions financières internationales en direction des pays en voie de développement, peut avoir des effets pervers sur le marché du travail. Ces effets se traduisent par une baisse du niveau de l'emploi et du salaire. 257 Au niveau empirique beaucoup a été écrit, ces dernières années, sur l'impact du commerce international sur le marché du travail. La liste des revues de littérature sur ce sujet est elle-même déjà longue258, mais il y a peu d‘études concernant les effets que pourraient induire l‘évolution des échanges sur la composition de la demande interindustrielle de l‘emploi, et sur le niveau des salaires dans les pays en développement. Ces travaux restent rares et fournissent des résultats très divergents. En premier, il y a lieu de citer les travaux néo-classiques -essentiellement ceux de la Banque Mondiale- qui soutiennent une corrélation positive entre l'ouverture à l'échange d'un côté et 256 Olivier Cortes et Sébastien Jean(1997). 257 Borjas et Ramey (1995) soutiennent que l'augmentation du salaire relatif des travailleurs qualifiés résulte d'un ralentissement de la croissance de l'offre de travail qualifié au cours des années quatre-vingts, et non de l'accroissement des échanges. Lawrence et Slaughter (1993) ainsi que Krugman et Lawrence (1994) excluent catégoriquement que le commerce Nord-Sud soit une cause importante des évolutions du marché du travail. 258 Atitre non exhaustif, citons : Cortes et Jean, 1995 ; Freeman, 1995 ; Lawrence et Slaughter, 1993 ; Cline, 1997 ; Richardson,1997 ; OCDE, 2008, mais la polémique reste intense quant aux conclusions à en tirer.Nous citons aussi les travaux mentionnés par Krugman et Lawrence (1994) notamment : Dornbusch, (1992), Davis et al (1996), Deblock et Benessaieh, (1997). Rutherford et al.(1995), Greenaway, Hine and Milner (1998), Burgess et al (2000), Neary, P. (2001),etc 290  Cahiers de la Recherche l'emploi de l‘autre. Le raisonnement des auteurs partisans du consensus de Washington est le suivant : « la libéralisation commerciale, souvent incarnée dans l'expansion des exportations, stimule la croissance. Cette dernière engendre une demande de travail plus importante, et vu la loi de l'offre et de la demande, elle devrait s'accompagner d'un accroissement réel des salaires »259. En second lieu, d'autres recherches, qui soutiennent le protectionnisme, mettent en cause ce type de raisonnement en montrant qu'une libéralisation commerciale accrue dans les économies en développement peut avoir des effets négatifs sur l'emploi et sur les salaires dans les secteurs concurrencés par les importations. A la limite, certaines de ces recherches admettent que les politiques de libéralisation commerciale peuvent être sans effet sur l'emploi et sur les salaires ; surtout dans les secteurs exportateurs260. Cependant, il ne fait nul doute que le protectionnisme porte préjudice aux consommateurs des pays en développement : d‘un côté, il augmente le prix des produits importés, et d‘un autre, il permet aux producteurs nationaux d‘augmenter leurs prix. Le pouvoir d‘achat des consommateurs s‘en trouve alors réduit. De plus - et cela peut paraître moins évident- protéger les travailleurs et les entreprises nationales par de plus fortes taxes à l‘importation ne n‘amènera ni le chômage à baisser, ni le revenu des entreprises nationales à augmenter. Certes, cela limite les pertes d‘emploi dans les secteurs en concurrence avec les produits importés ; mais on peut s‘attendre à une réponse des autres pays qui vont à leur tour augmenter leurs taxes d‘importation, ce qui mènera à une hausse du chômage et une baisse des revenus dans les secteurs d‘exportation.Ainsi, en protégeant les emplois dans les secteurs d‘importation, on en sacrifie d‘autres dans les secteurs d‘exportation. De plus, une hausse des taxes sur les produits importés pèsera sur les coûts des entreprises qui se servent de ces produits dans leurs chaînes de production. Les revenus de ces dernières s‘en trouveraient diminués ; ce qui pourrait les pousser à diminuer les salaires et à détruire des emplois. En effet, l‘observation empirique montre aussi que dans un ensemble de pays en développement, la part des travailleurs qualifiés dans l'emploi aurait progressé plutôt que diminué malgré la croissance de leur salaire relatif. En examinant l'effet de la libéralisation commerciale sur la demande de la main d'œuvre au niveau des entreprises tunisiennes, Mouelhi (2005) montre que les entreprises ne s‘ajustent pas toutes de la même manière aux variations de la protection commerciale, et que la manière et le degré d‘ajustement de l‘emploi dans les entreprises sont largement tributaires des caractéristiques de ces dernières. Les estimations faites montrent que la réponse des firmes, suite à la libéralisation, varie entre les entreprises exportatrices et celles orientées vers le marché local. L'auteur avance que la thèse de biais technologique pourrait être donnée comme une explication à l'augmentation de la demande de la main d'œuvre qualifiée au niveau des firmes exportatrices. La réduction des tarifs douaniers ainsi que la concurrence étrangère stipule ces dernières à importer les nouvelles technologies, et pourrait donc augmenter la demande du travail qualifié 261. 259 Le « Consensus de Washington » est la table de la loi énonçant les dix commandements du libéralisme qui déterminent depuis 20 ans les politiques économiques mondiales. Ce consensus a été critiqué par beaucoup des économistes notamment par Joseph Stiglitz dans son livre La Grande Désillusion, publié en 2002, qui décrit comment ce Consensus a produit des effets inverses de ses objectifs affichés, en causant un enrichissement accru pour le nord et des difficultés sans nombre pour le sud. 260 Nous citons notamment certaines recherches mentionnées par Jansen, M., Lee, E. : Szimai et Pilat(1990) Zimermman(1995), Freeman et Revenga(1995) ,Pack(1988),. 261 Sami SAAFI (2009), technological innovations, mobility and skilled-labor demand: an analysis of Tunisian industries. 291  Cahiers de la Recherche III- STATISTIQUES DESCRIPTIVES En raison des effets de la mondialisation et d‘une ouverture plus marquée sur l‘économie de marché et sur l‘insuffisance de l‘offre d‘emploi des entreprises à absorber la croissance de la population active due à l‘impact de la poussée démographique et à l‘augmentation de l‘activité féminine, le Maroc connaît un taux de chômage de l‘ordre de 9,1% en 2010 contre 9,6 en 2008 qui traduit un écart quantitatif et qualitatif important entre l‘offre et la demande de travail. Les jeunes, et plus précisément ceux diplômés, sont les principales victimes de cette situation. III-1- Analyse de la structure du chômage Le marché de travail marocain se caractérise par une forte pression de l‘offre et un déplacement des déséquilibres vers le milieu urbain. Dans ce dernier, la structure du chômage fait ressortir une forte vulnérabilité des jeunes et un poids considérable du chômage de longue durée, se stabilisant à un niveau élevé. Le taux de chômage urbain des actifs âgés de 15 ans et plus a atteint 22% en 1999, 18,3% en 2005 et 13,7% en 2010. En effet, le taux de chômage global des 15 ans et plus a enregistré en 2010 une baisse de près de 5 points par rapport à son niveau de 1999, passant de 13,9% à 9,1%. Comme en 2005, le taux de chômage des femmes est plus élevé que celui des hommes : 11,5% contre 10,8%, soit près de 1 point de différence. Cependant, dans ces dernières années le taux de chômage des femmes a rejoint celui des hommes et tourne aux alentours de 9%. Tableau 1 : Evolution du taux de chômage selon le milieu et le sexe 1999 2003 2005 2007 2008 2009 2010 Urbain 22% 19,3% 18,3% 15,4% 14,7% 13,8% 13,7% Rural 5,4% 3,4% 3,6% 3,8% 4% 4% 3,9% Masculin 14,2% 11,1% 10,8% 9,8% 9,5% 9% 8,9% Féminin 13,3% 12,2% 11,5% 9,8% 9,8% 9,5% 9,6% Total 13,9% 11,4% 11% 9,8% 9,6% 9,1% 9,1% (+15 ans) Source : Direction de la Statistique Le taux de chômage varie aussi selon le milieu. En 2010, le taux de chômage enregistre 13,7% en milieu urbain et seulement 3,9% en milieu rural. Tandis qu‘en 1999, les taux sont respectivement en milieu urbain et rural de 22% et de 5,4%. En milieu rural, le taux de chômage a tendance à se replier en raison des flux migratoires et de l‘extension des activités agricoles fortement utilisatrices de la main d‘œuvre, les cultures irriguées et l‘élevage. Les multiples programmes étatiques de « développement régional » incitant les ruraux à consolider leurs activités ou à s‘installer à leur propre compte ont certainement contribué à ce recul. 292  Cahiers de la Recherche En milieu urbain, le chômage a persisté, nourri notamment de l‘exode rural. Aussi, les privatisations de certaines entreprises publiques qui se sont souvent traduites par une compression de leur personnel ont contribué à ce mouvement. De même, le taux de chômage pour les tranches d‘âge comprises entre 15 et 24 ans avaient atteint 18%, soit le double du taux de chômage général (9,1%). Cette situation est due d‘une part au système scolaire et de formation qui n‘est pas connecté aux milieux économiques. Et d‘autre part, les diplômés sont mal informés sur les conditions de travail et ses exigences, ainsi ils ont des profils qui ne répondaient pas aux attentes des entreprises et des aspirations salariales incompatibles avec la réalité du marché ; ce qui rend difficile leur première insertion. III-2- Analyse du lien entre les échanges commerciaux et l’emploi total La théorie des échanges ne permet pas de prédire un lien étroit entre l'ouverture aux échanges et le niveau total de l'emploi même lorsque l'emploi n'est pas totalement flexible 262, par exemple lorsque les facteurs de production sont spécifiques à certaines branches d'activité (Jones, 1971) ou lorsque les facteurs de production internes ne sont pas flexibles du fait de l'existence de salaires minima (Brecher, 1974)263. Le graphique ci-dessous montre bien qu'il existe un lien étroit entre les échanges et le chômage total pour le cas marocain. Entre 1988 et 2010, le taux de chômage a diminué au Maroc de près de 38%, tandis que le taux d'ouverture264 de l'économie marocaine s'est passé de 37% à 60% soit une évolution de près de 36%. Ces évolutions divergentes donnent à penser que la libéralisation commerciale qu‘a connue le Maroc ces dernières années a davantage impacté le taux de chômage. Source : Direction de la Statistique, Calculs de l‘auteur. 262 Messerlin, P., « L'impact du commerce et des mouvements de capitaux sur le travail : une analyse du cas français». 263 La plupart des études empiriques divergent sur le lien étroit entre l’ouverture aux échanges internationaux et l’emploi. Mais, le commerce extérieur est considéré généralement comme un moteur de la croissance, c’est-à-dire un élément dynamique de concurrence suffisamment puissant pour créer des emplois dans l’économie nationale (Leamer, 1993). 264 Total des exportations et des importations rapporté au PIB. 293  Cahiers de la Recherche On s'attachera dans ce contexte à deux aspects : le lien entre les exportations et l'emploi et l'impact net des échanges sur l'emploi. On ne s'en tiendra pas uniquement à l'emploi total, en examinant également les effets par branche d'activité; en effet, s'il ne faut pas s'attendre à un impact des échanges sur l'emploi total, il faut s'attendre par contre à un impact sur la composition de l'emploi (le processus de spécialisation se traduisant par un certain redéploiement de la main d'œuvre entre branches d'activité). Néanmoins, comme l‘illustre le graphique ci-dessus, quand l‘indice de l‘ouverture augmente le taux de chômage diminue avec un an de décalage et inversement. Les tendances soulevées vont de pair avec la plupart des travaux empiriques relatifs aux effets de l‘ouverture sur l‘emploi au Maroc qui ont montré une causalité significativement positive. IV- APPLICATION DU MODELE ECONOMETRIQUE IV-1- La structure du modèle : Nous proposons un modèle économétrique qui mesure les effets des flux d‘échange sur la structure de l‘emploi dans les industries manufacturières marocaines. Pour notre analyse économétrique, nous adoptons un modèle basé sur une fonction de production de type Cobb-Douglas de la forme : Qi  A K i Li (1) Où : Q est la production réelle, K est le stock de capital et L est l‘unité de travail utilisée.  et  représentent les élasticités de la production par rapport aux facteurs.  permet au facteur de changer l'efficacité du processus de production et i représente les secteurs industriels. Les entreprises, qui maximisent leur profit, utilisent le capital et le travail à des niveaux tel que la productivité marginale du travail est égale au salaire w et le produit marginal du capital est égal au coût c. En prenant ces conditions en compte, nous obtenons l'expression suivante :   L w  Qi  A  i   Li  (2)   c En utilisant le logarithme et en reformulant l'équation (2), nous obtenons la fonction de demande suivante :  w ln Li   0   1 ln     2 ln Qi (3) c Cette équation forme la base de la régression. En effet, puisque l'ensemble des données utilisées possède des éléments sectoriels variantes dans le temps, l'équation d‘emploi estimée sur données de panel est de la forme : ln Lit   0  1 ln Wit   2 ln Qit   3 X it  uit (4) 294  Cahiers de la Recherche Où : Lit est l'emploi total dans l'industrie i au temps t, Wit est le salaire réel moyen dans l'industrie i au temps t (déterminé par rapport à l‘indice général de prix), Qit est l'output réel dans l'industrie i au temps t, X it sont les variables qui affectent l'efficacité de la fonction de production,  est la constante. 0 u it est le terme d'erreur qui se compose de trois éléments,  i est l'effet spécifique de l'industrie,  t est l'effet spécifique du temps et  it est le terme d'erreur aléatoire. ( uit   i  t   it ) X est le vecteur des variables exogènes qui peuvent être internes ou externes aux entreprises dans le processus d'élaboration des salaires. Dans ce modèle, nous prenons en compte l‘influence de deux effets importants265: l'ampleur de la concurrence étrangère et le degré de pouvoir des salariés sur le marché. Ces effets ont été déduits par Milner et Wright (1998) en intégrant la part des échanges et le ratio emploi homme/emploi femme. Faute de données d‘emploi par sexe, nous ne pouvons intégrer le dernier ratio. En revanche, nous introduisons des variables relatives aux échanges : les exportations et les importations par industrie. IV-2- Sources de données Sur la base du cadre présenté ci-dessus, l‘estimation de l‘impact des échanges commerciaux sur l‘emploi a nécessité le choix de six variables : l‘emploi total, le salaire, le stock du capital, les exportations, les importations et la valeur ajoutée. Le choix de ces variables est basé sur les soubassements théoriques ainsi que sur quelques études empiriques en la matière. Notre objectif dans cette partie empirique est d‘étudier les effets du commerce international sur l‘emploi au sein des secteurs manufacturiers marocains. Certaines variables sont collectées à partir de plusieurs sources, notamment les données de l‘enquête industrielle menée chaque année par le Ministère de l‘Industrie, du Commerce et des Nouvelles Technologies, de la direction des Statistiques et de l‘Office des Changes; alors que pour les autres variables nous les avons calculées nous-mêmes. Ces données s‘étalent sur une période allant de 1988 à 2009 et portent sur les cinq secteurs de l‘industrie manufacturière marocaine. Les industries retenues sont les industries agroalimentaires (IAA), l‘industrie du textile et habillement (ITH), les industries chimiques (ICH), les industries mécaniques et métallurgiques (IMM) et les industries électriques et électroniques (IEE). 265 Milner et Wright (1998) 295  Cahiers de la Recherche IV-3- Résultats et discussions Sur la base de la littérature théorique et empirique, et à l‘aide des outils performants dont on dispose en économétrie des données de panel, on peut dégager deux grandes catégories de résultats. La première catégorie est relative à l‘estimation de l‘impact des échanges commerciaux sur l‘emploi par un modèle à effet fixe, alors que la deuxième catégorie de résultats est spécifiée par un modèle à effet aléatoire. IV-3-1- Estimation du modèle et présentation des résultats Nos séries possèdent une double dimension : transversale (cinq secteurs retenues) et chronologique (de 1988 à 2009), ce qui permet d‘accéder à une information plus riche en termes de variabilité. Nous aurons recours donc à une estimation de notre modèle sur données de panel. A partir de l'équation (4), nous adoptons l‘équation logarithmique (5) et (6) pour estimer les effets de l'ouverture sur l'emploi dans les industries manufacturières marocaines. Dans ce qui suit, nous estimons notre modèle économétrique selon la forme réduite suivante : ln Lit    1 ln X it   2 ln M it  3 ln VAit   4 ln indsait  uit (5) Avec i  1,...,5 , t  1988,..., 2009 et u it est le terme d‘erreur pour l'industrie i à l‘instantt. Lit : L‘emploi total de l‘industrie i au temps t. Indsait : Le salaire réel moyen de l‘industrie i au temps t. VAit : La valeur ajoutée aux prix du marché de l‘industrie i au temps t X it : Les exportations de l‘industrie i au temps t. M it : Les importations de l‘industrie i au temps t. Les variables sont doublement indicées : un premier indice icaractérise le secteur considéré et un second indice t caractérise la période d‘observation. La lettre L utilisée signifie que l‘on travaille avec le logarithme népérien, ce qui permet d‘interpréter directement les paramètres de la régression comme des élasticités. La question qui se pose consiste à savoir comment tirer parti de l‘information considérable en termes de quantité et de variabilité qu‘offre la double dimension transversale et longitudinale des données, et plus précisément comment tenir compte de l‘hétérogénéité des comportements individuels afin de ne pas s‘exposer à des biais d‘estimation. Il existe deux choix : - Si on suppose l‘existence d‘un effet individuel fixe, on retient alors un modèle à effets fixes. - Par contre si on suppose que l‘effet fixe est aléatoire, on doit alors retenir un modèle à erreur composée. Par opposition au modèle précédent, celui-ci postule que la prise en compte des spécificités individuelles est effectuée au niveau du résidu. 296  Cahiers de la Recherche Pour ce faire, un certain nombre de tests doivent être effectués avant de procéder à l‘estimation de notre modèle sur données de panel. - Test de présence d’effets individuels (Test de Fischer) Le test de spécification de Fischer nous amène à justifier le recours à l‘utilisation de la technique d‘estimation sur données de panel. Cette première étape consiste à vérifier s‘il y a bel et bien présence d‘effets individuels dans nos données. L‘hypothèse que nous voulons tester est celle-ci : H0 : il n‘existe pas d‘effets individuels dans les données. H1 : il existe des effets individuels dans les données. La statistique de Fisher résultant de ce test est de (N-1, N(T-1)-K) degrés de liberté. La valeur de la statistique F est de 166,54 avec une P-Value de 0,0000. Ceci nous amène à confirmer l‘existence d‘une hétérogénéité intersectorielle dans les données 266. Par la suite, nous avons présenté le test de Hausman considéré comme étant un test plus général et plus approprié pour discriminer entre les effets fixes et aléatoires. - Test de spécification des effets individuels (Test de Hausman) Le test de Hausman (1978) est un test de spécification qui permet de déterminer si les coefficients des deux estimations (fixe et aléatoire) sont statistiquement différents. L‘idée de ce test est que, sous l‘hypothèse nulle d‘indépendance entre les erreurs et les variables explicatives, les deux estimateurs sont non biaisés. Le résultat de cette statistique est reproduit dans l‘annexe, qui suggère l‘adoption d‘une spécification en termes d‘effets fixes. En effet, La valeur du Khi-deux auquel conduit ce test dans le cadre de notre modèle est de 11,9 avec un niveau de significativité de 0,018 environ. Cette valeur du Khi-deux étant supérieur à celle du Khi-deux lu (4)267 nous acceptons donc l‘hypothèse nulle selon laquelle les effets individuels doivent être considérés comme aléatoires. - Résultats d’estimation : Après la spécification du modèle à estimer, nous évaluons l‘impact de l‘ouverture commerciale sur l‘emploi dans les industries manufacturières marocaines en estimant l‘équation suivante : ln Lit    1 ln X it  2 ln M it  3 ln VAit  4 ln Wit  uit 266 Nous utilisons directement les résultats des tests programmés dans le logiciel Stata. Voir les résultats des tests de spécification en annexes. Le logiciel nous donne directement la p-value associée à ce test (F test that all u_i=0 ; Prob> F = 0.0000). En l’occurrence ici, cette pvalue est très largement inférieure au seuil de 5%, donc pour ce seuil, on rejette l’hypothèse nulle H0 d’absence d’effets. 267 H suit un Khi - deux à K degrés de libertés, avec K est le nombre de variables explicatives. Si le Khi-deux calculées excède le Khi-deux lu, l’hypothèse nulle (d’absence de corrélation entre les effets individuels et les variables explicatives) sera rejetée. En effet, la probabilité du test est inférieure à 10 % (Kpodar, 2005), le modèle à effets fixes s’avère le plus approprié, ce qui n’est pas le cas pour notre modèle. 297  Cahiers de la Recherche Nous estimons cette équation en utilisant trois modèles économétriques : EF, EA et MCO.Nous présentons les résultats dans le tableau ci-après: Tableau 2 : Estimation du modèle statique par MEF, MEA et les MCO Estimateur Modèle à Modèle à effets MCO effets fixes aléatoires Variables 0,41 0,81 0,81 lva (0,000) (0,000) (0,000) -0,85 -0,92 -1,86 lindsa (0,000) (0,000) (0,000) 0,011 0,022 -0,15 limp (0,04) (0,008) (0,000) 0,11 0,015 0,20 lexp (0,000) (0,000) (0,000) 6,60 3 ,01 6,52 Constante (0,000) (0,004) (0,000) Source : estimations de l'auteur. *Sous les coefficients estimés les p-valus de t-student Généralement, les valeurs obtenues dans ces estimations renvoient à celles obtenues dans la littérature, que ce soit du point de vue de leur signe ou de leur valeur absolue. Il ressort que le modèle est assez acceptable statistiquement vu que tous les coefficients sont significativement différents de zéro. De même, la valeur P de la statistique F conduit à rejeter l‘hypothèse nulle de l‘absence de significativité globale de l‘équation estimée. La valeur du coefficient de détermination R2 montre que l‘ensemble des variables explicatives du modèle ainsi spécifié ont une influence sur la variable dépendante. En effet, et d‘un point de vue économétrique, les résultats sont globalement satisfaisants ; les signes et les valeurs des élasticités sont plausibles. Bien évidemment, ce qui nous intéresse davantage, c‘est la valeur de l‘élasticité de l‘emploi par rapport aux exportations et aux importations qui sont égal respectivement à 0,11 et 0,011; ces élasticités sont donc positives, ce qui est compatible avec l‘approche théorique. Ce résultat permet de déduire que l'activité du commerce extérieur marocaine est créatrice de nouveaux emplois dans les industries manufacturières. Par ailleurs, le Maroc a adopté depuis des années une politique de promotion des exportations. Durant ces dernières années, la création d‘emploi est surtout due au secteur textile et habillement intensif en main d‘œuvre peu qualifié et premier exportateur. 298  Cahiers de la Recherche De même, l‘élasticité de l‘emploi par rapport à la valeur ajoutée est égale à 0,41 d‘un signe positif. Enfin, les salaires sont corrélés négativement et significativement (à 1%) avec l‘emploi. l‘élasticité de l‘emploi par rapport à l‘indice de salaire est égale à-0,85 ; ce qui est compatible avec la théorie économique. Source : Ministère de l‘Industrie, Enquête industrielle. Globalement, l‘ouverture du Maroc aux échanges a contribué à la création de l‘emploi dans toutes les industries manufacturières marocaines. Cette création est surtout enregistrée dans les industries exportables telles que l‘industrie textile et habillement (ITA). En outre, l'augmentation de l'effectif employé dans les industries manufacturières est due à l‘entrée de la femme marocaine sur le marché du travail et à sa participation croissante à la vie active. Cette demande de travail supplémentaire était, dans une large mesure, absorbée par les industries manufacturières. 299  Cahiers de la Recherche CONCLUSION Le débat sur le lien entre le commerce et l‘emploi a sensiblement progressé depuis le milieu des années 1990. Il a montré que les échanges entre les pays ont eu une influence, mais certainement pas prédominante sur l‘emploi. Le rôle du progrès technique et du commerce entre les pays, voire celui de l‘évolution de la demande des ménages vers des biens moins intensifs en travail peu qualifié, est apparu comme tout aussi important, dans les travaux théoriques comme dans les études empiriques. Certaines arrière-pensées sont venues toutefois obscurcir ce débat. Les tenants d‘une politique protectionniste à l‘égard des pays en développement n‘ont eu de cesse de vouloir leur imputer l‘aggravation de la situation du marché de l‘emploi. Par réaction, de nombreux économistes se sont acharnés à nier tout lien, en rejetant l‘explication sur le progrès technique. Il y a dans la littérature économique un grand nombre d'études empiriques qui analysent les incidences des échanges sur l'emploi. Différentes approches ont été adoptées pour examiner cette question et jusqu'à présent aucun message clair ne se dégage de ces études. La seule conclusion générale qui peut être justifiée, c'est queles incidences sur l'emploi dépendent d'un grand nombre de facteurs propres à chaque pays. L'étude des effets de la libéralisation commerciale sur l'emploi au Maroc nous donne l'occasion de voir quels sont les points essentiels pour une intégration réussie dans le commerce mondial. Dans ce cas précis, il s'agissait de prévoir des politiques de réaffectation de la main d'œuvre, surtout dans les secteurs les plus exposé à la concurrence. Le marché national joue aussi un rôle important car seul son développement permet une distribution plus large des bénéfices de l'ouverture commerciale. Par ailleurs, l‘étude économétrique traduit un effet positif des échanges commerciaux sur l‘emploi dans tous les cas envisagés dans ce travail. Une augmentation d‘un point des importations induit une hausse de 0,1% de l‘emploi dans le cas du modèle à effet fixe et une augmentation de 0,2% dans le cas du modèle à effet aléatoire. Tandis qu‘une augmentation d‘un point des exportations induit une amélioration de 1,1% de l‘emploi dans le cas du modèle à effet fixe et une amélioration de 0,15% dans le cas du modèle statique. 300  Cahiers de la Recherche Bibliographie: - Aussilloux, V. et Benaroya, F., «Commerce, emploi et inégalités », Cahiers français, Mondialisation et inégalités, n°305, 2001. - Baldwin, R., «les effets des échanges et de l'investissement direct international sur l'emploi et les salaires relatifs», in Revue économique de l'OCDE, n° 23, 1994. - Borjas, G., and Ramey, V., «Foreign competition, market power, and wage inequality», Quarterly Journal of Economics, N° 110, 1995, pp.1075-1110. - Borjas, G., Freeman R., and Lawrence, K., « On the Labor Market Effects of Immigration and Trade», Immigration and the Work Force. Chicago: University of Chicago, Press and NBER, 1992, pp. 213-244. - Catin, M., et Mouhoud, M., «Développement économique et ouverture des pays méditerranéens», in Région et Développement n° 25, 2007. - Chusseau, N., et Hellier, J., «Impacts de l‘ouverture Nord-Sud sur le progrès technique et les inégalités salariales ». in Revue économique, Volume 58, n°2, 2007. - Cline, W., «Trade and Income Distribution», Institute for International Economics, Washington, D.C. 1997. - Cortes, O., et Jean, S., «Les échanges internationaux modifient la demande de travail ». in Revue d‘Economie et Statistique, N° 301-302,1997. - Cortes, O., et Jean, S., «Quel est l'impact du commerce extérieur sur la productivité et l'emploi ? Une analyse comparée des cas de la France, de l'Allemagne et des Etats-Unis», CEPII, 1997. - Délozier, B., et Montout, S., « Effets des nouvelles caractéristiques de la mondialisation sur les marchés du travail européens », in Economie et prévision, n° 177, 2007. - Fontana, M., «Modeling the effects of trade on women, at work and at home: comparative perspectives» in Economie Internationale, n° 99, 2004. - Freeman, R., «Are Your Wages Set in Beijing? », Journal of Economic Perspectives N° 9, 1995, pp 15-32. - Gazier,B., « Economie du travail et du l‘emploi », Paris, Ed Collaz, 1992. - Hamermesh, D., «Labor demand», Princeton University Press, 1993. - Haji, R., «L‘impact institutionnel de l‘accord de libre-échange Maroc/Etats-Unis sur l‘Évolution de la politique marocaine du travail», Centre d‘Etude sur l‘Intégration et la mondialisation, 2009. - Haouas, I., et Yagoubi, M., «Trade Liberalization and Labor Demand Elasticities: Evidence from Tunisia», Review of middle east Economics Finance, 2003. - Haouas, I., Yagoubi, M., and Heshmati, A., «The Impacts of Trade Liberalization onEmployment and Wages in Tunisian Industries», WIDER Discussion Paper, n°102.Helsinki. , 2002. - Haouas, I., Yagoubi, M., and Heshmati, A., «Labor-use Efficiency in the Tunisian‘s Manufacturing Industries: A Flexible Adjustment Model», 2002. - Hoekman, B.,et Winter, A.,«Trade and Employment: Stylized Facts and Research Findings», Development Research, Group World Bank,2005. - Jansen, M., and Lee, E. «Trade and Employment», A joint study of the International Labour Office and the Secretariat of the World Trade Organization, WTO Secretariat, Switzerland, 2007. - Krugman, P., and Lawrence, R., «Trade, Jobs, and wages », Scientific American April 1994, N° 270:4, pp. 9-44. - Lawrence, R., and Slaughter, M., «Trade and US Wages: Giant Sucking Sound or Small Hiccup? », Brookings Papers on Economic Activity, vol. 2, 1993, pp. 161-210. 301  Cahiers de la Recherche - Leamer, E., «Wage Effects of a U.S.-Mexican Free Trade Agreement», In Peter M. Garber, MIT Press, Cambridge, 1993, pp. 57-125. - Marouani, M.-A, «Ouverture commerciale, réformes fiscales et chômage en Tunisie. Une analyse en équilibre général intertemporel», in Revue économique, n°1 Volume 59, 2008. - Messerlin, P., « L'impact du commerce et des mouvements de capitaux sur le travail : une analyse du cas français», Revue économique de I'OCDE, N° 24. 1995. - Mirza, D., « Commerce et marché du travail en concurrence imparfaite », in économie et Statistique N°8 :363-364- 365, 2003. - OCDE, «Améliorer le fonctionnement du marché du travail», in Études économiques de l‘OCDE n°9, 2008. - Pavcnik, N., « Libre-échange et développement : des gains partagés ? », la vie des idées, novembre 2009. - Perrot, A.,« Les nouvelles théories du marché du travail »,Paris, Ed La Découverte, 1995. - Saafi, S., «technological innovations, mobility and skilled-labor demand: an analysis of Tunisian industries», Laboratoire de Recherche sur l‘Industrie et l‘Innovation, N°206, 2009. - Wood, A., «How Trade Hurt Unskilled Workers», the Journal of Economic Perspectives, Vol. 9, N° 3, 1995, pp. 57- 80. 302  Cahiers de la Recherche ANNEXES - Estimation par les MCO Group variable: id Number of obs = 110 Time variable: tps Number of groups = 5 Panels: correlated (balanced) Obs per group: min = 22 Autocorrelation: no autocorrelation avg = 22 max = 22 Estimated covariances = 15 R-squared = 0.8407 Estimated autocorrelations = 0 Wald chi2(4) = 1297.33 Estimated coefficients = 5 Prob> chi2 = 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ | Panel-corrected | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+-------------- -------------------------------------------------- lva| .8167577 .0359289 22.73 0.000 .7463383 .8871771 lindsa | -1.866401 .1930744 -9.67 0.000 -2.24482 -1.487982 limp| -.1547839 .0271786 -5.70 0.000 -.2080529 -.1015148 lexp| .2048297 .0240858 8.50 0.000 .1576225 .252037 _cons | 6.520172 .9173089 7.11 0.000 4.722279 8.318064 ------------------------------------------------------------------------------ - Estimation du modèle à effets fixes Number of obs = 110 Group variable (i) : id Number of groups = 5 R-sq: within = 0.7779 Obs per group: min = 22 between = 0.8528 avg = 22.0 overall = 0.7979 max = 22 F(4,101) = 88.43 corr(u_i, Xb) = 0.6515 Prob> F = 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ ll | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- lindsa | -.8584157 .1411102 -6.08 0.000 -1.13834 -.5784911 303  Cahiers de la Recherche lva | .4186945 .0584725 7.16 0.000 .3027007 .5346882 lexp | .1190556 .0309473 3.85 0.000 .0576645 .1804466 limp | .0111738 .0257801 0.43 0.043 -.0399669 .0623145 _cons | 6.607524 .8037093 8.22 0.000 5.013181 8.201867 -------------+---------------------------------------------------------------- sigma_u| .53980123 sigma_e| .13004339 rho | .94514607 (fraction of variance due to u_i) ------------------------------------------------------------------------------ F test that all u_i=0: F(4, 101) = 166.54 Prob> F = 0.0000 - Estimation du modèle à effets aléatoires. Random-effects GLS regression Number of obs = 110 Group variable (i) : id Number of groups = 5 R-sq: within = 0.6624 Obs per group: min = 22 between = 0.8833 avg = 22.0 overall = 0.8407 max = 22 Random effects u_i ~ Gaussian Wald chi2(4) = 554.26 corr(u_i, X) = 0 (assumed) Prob> chi2 = 0.0000 ------------------------------------------------------------------------------ ll | Coef. Std. Err. z P>|z| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- lva | .8167577 .0521287 15.67 0.000 .7145873 .918928 lexp | .0152829 .0412843 4.96 0.000 .0153914 .057455 lindsa | -0.926401 .2512637 -7.43 0.000 -1.358868 -0.373933 limp | -.0227839 .0379525 -4.08 0.008 -.2291695 -.0803983 _cons | 3.010172 1.166623 5.59 0.004 3.233633 4.806711 -------------+---------------------------------------------------------------- 304