3. Analyse explicative
Dans cette section, il sera question de connaitre les
variables pouvant expliquer l'inadéquation dans les emplois
occupés sur le marché du travail. Et cela grâce au
modèle de régression logistique binaire dont nous avions
développéles aspects techniques dans le deuxième chapitre.
La régression logistique sera effectuée sur la
variable dépendante qui est l'inadéquation de l'emploi en
fonction des variables socioculturelles, sociodémographiques et
socioéconomiques. Le tableau de la régression logistique se
présente comme suit :
Tableau 1.4 : Modèle explicatif globalde
l'inadéquation de l'emploi
|
Variables explicatives
|
Effets bruts
|
Effets Net
|
|
|
Odds ratio
|
P-value
|
Odds ratio
|
P-value
|
|
Constante
|
|
|
|
|
|
Sexe
|
|
|
Homme(MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Femme
|
0,6658242**
|
0,001
|
0,5968633***
|
0,0001
|
|
Age
|
|
|
Moins de 30 ans(MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
30 - 39 ans
|
1,116274ns
|
0,517
|
1,56076+
|
0,106
|
|
40 ans et plus
|
0,750669+
|
0,124
|
1,359494ns
|
0,288
|
|
Lieu de naissance
|
|
|
Kinshasa
|
1,044125ns
|
0,727
|
1,359494ns
|
0,333
|
|
Ailleurs (MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Province d'origine
|
|
|
Bas-Congo et Kinshasa(MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Kivu, ex Katanga et orientale
|
0,8874173ns
|
0,381
|
0,9827654ns
|
0,912
|
|
Kasaï
|
1,814368**
|
0,005
|
1,756173*
|
0,023
|
|
Bandundu et Equateur
|
1,366667ns
|
0,266
|
1,372799ns
|
0,333
|
|
Rang de naissance
|
|
|
Ainé
|
1,107198ns
|
0,5
|
1,04882ns
|
0,787
|
|
autres (MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
survie de parents
|
|
|
Parents vivants (MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Un des parents décédé
|
0,734885*
|
0,034
|
0,7708569+
|
0,132
|
|
Parents décédés
|
0,6162202**
|
0,002
|
0,7363926+
|
0,109
|
|
Nombre d'enfants
|
|
|
0 à 3 (MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
4 à 7
|
0,6111287**
|
0,001
|
0,5631179**
|
0,001
|
|
8 et plus
|
0,5510517**
|
0,004
|
0,5288286**
|
0,007
|
|
Niveau de vie de ménage d'origine
|
|
|
Aisé
|
0,7565611*
|
0,041
|
0,6033464**
|
0,001
|
|
Moyen
|
0,5039788**
|
0,001
|
0,4424962**
|
0,001
|
|
Pauvre(MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Statut matrimonial
|
|
|
En union(MR)
|
1
|
|
1
|
|
|
Célibataire
|
0,6757904*
|
0,031
|
2,095543*
|
0,068
|
|
M.R : Modalité de référence.
ns : non sign. Seuil de sign : +p<=0,10 *p<= 0,05 ;
**p<=0,01 ; ***p<=0,001
|
L'interprétation de ce modèle global va se faire
en analysant les coefficients significatifs pour dégager les effets
bruts et nets des variables impliquées dans les hypothèses et des
variables de contrôle introduites dans le modèle. Notre
démarche va consister à transposer une explication sociale ou
empirique aux résultats statistiques pour démontrer comment la
variable concernée agit pour influencer l'inadéquation de
l'emploi par rapport à la modalité de référence
désignée.
Lorsque l'on considère séparément les
variables explicatives retenues dans cette analyse, on peut constater que
certaines ne semblent pas expliquer l'inadéquation de l'emploi alors que
d'autres présentent plutôt des résultats attendus. C'est le
cas de sexe, province d'origine, nombre d'enfants par individus, niveau de vie
de ménage d'origine et le statut matrimonial.
Dans la présentation des résultats, Il se
dégage de cette analyse que le sexe est un facteur explicatif important
de l'inadéquation. Les femmes sont moins susceptibles de se retrouver
dans un emploi inadéquat à leur qualification. En effet, les
femmes ont 1,6 fois moins de risque de se retrouver dans l'inadéquation
que les hommes. Ce résultat pourrait s'expliquer que les hommes
étant que chef de ménage sont près d'acceptés
importe genre de travail pour la prise en charge de leurs ménages.
Pour l'âge, on constante que les individus qui ont 30 -
39 ans sont plus susceptible à l'inadéquation par rapport
à leur homologue qui ont moins de 30 ans, les résultats fourni
sont faiblement significatifs (seuil supérieur à 10%).
La région d'origine aussi à montrer que les
individus originaire de Kasaï ont 1,7 fois plus de chances d'être
en situation d'inadéquation de l'emploi par rapport aux individus
originaire du Kongo central et Kinshasa. A la lumièrede ces
résultats, nous affirmons le fait d'exode rurale que subit cette
province, avec le fait de motocycliste (wewa) qui ont envahi la ville de
Kinshasa, ces individus sont près accepté importe genre de
travail qui ne correspond pas à leurs niveau d'instruction pour subvenir
à leurs besoin.
En ce qui concerne le nombre d'enfants par individus, il se
dégage que les individus ayant 4 à 7 enfants et ceux qui ont
plus de 8 enfants respectivement (1,7 et 1,8) fois moins de risque d'être
en situation d'inadéquation par rapport à leurs homologues ayant
aucun et 3 enfants.
Pour le niveau de vie de ménage d'origine, les choses
semblent plus claires. Les individus dont les ménages sont aisé
et moyen ont respectivement (1,6 et 2,2) fois moins de chance d'être en
situation d'inadéquation de l'emploi par rapport à leur homologue
ayant un niveau de vie de ménage d'origine pauvre (ce résultat
n'est vérifié pas l'hypothèse).
Concernant le statut matrimonial Les célibataires ont 2
fois plus de chance d'être en inadéquation par rapport à
leur homologue qui sont en union.
3.1. Modèle explicatif de l'inadéquation
de l'emploi stratifié selon le sexe
L'objectif de cette deuxième démarche est de
comparer la situation des hommes par rapport à celle des femmes en
matière d'emploi. Ainsi, les interprétations issues de ce
modèle explicatif stratifié selon le sexe vont enrichir les
conclusions de cette étude en termes de prise en compte du sexe dans
l'analyse d'inadéquation de l'emploi. Le tableau ci-dessous rappelle les
coefficients du modèle global et ceux de deux modèles
éclatés selon le sexe. Il y a le modèle des hommes et
celui des femmes. Notre démarche va essentiellement consister en une
comparaison des coefficients obtenus dans le modèle des hommes et celui
des femmes toujours au regard de ce qui est donné dans le modèle
global.
Tableau 1 .5 : Modèle explicatif de
l'inadéquation de l'emploi stratifié selon le sexe
|
Variables explicatives
|
Modèle global
|
Modèle Hommes
|
modèle Femmes
|
|
Odds ratio
|
Odds ratio
|
P-value
|
Odds ratio
|
P-value
|
|
Constante
|
|
|
|
|
|
|
Age
|
|
|
Moins de 30 ans(MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
30 - 39 ans
|
1,56076+
|
1,863071ns
|
0,206
|
1,662654+
|
0,14
|
|
40 ans et plus
|
1,359494ns
|
1,733402ns
|
0,28
|
1,153888ns
|
0,697
|
|
Lieu de naissance
|
|
|
Kinshasa
|
1,359494ns
|
1,135981ns
|
0,545
|
1,142791ns
|
0,529
|
|
Ailleurs (MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
Province d'origine
|
|
|
Bas-Congo et Kinshasa(MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
Kivu, ex Katanga et orientale
|
0,9827654ns
|
1,057935ns
|
0,805
|
0,9493161ns
|
0,818
|
|
Kasaï
|
1,756173*
|
0,9645453ns
|
0,922
|
2,718387**
|
0,004
|
|
Bandundu et Equateur
|
1,372799ns
|
2,152924+
|
0,111
|
0,8537657ns
|
0,747
|
|
Rang de naissance
|
|
|
Ainé
|
1,04882ns
|
1,878751*
|
0,018
|
0,685552+
|
0,144
|
|
autres (MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
survie de parents
|
|
|
Parents vivants (MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
Un des parents décédé
|
0,7708569+
|
0,9072705ns
|
0,696
|
0,6855559+
|
0,126
|
|
Parents décédés
|
0,7363926+
|
0,6857563+
|
0,168
|
0,7597929ns
|
0,323
|
|
Nombre d'enfants
|
|
|
0 à 3 (MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
4 à 7
|
0,5631179**
|
0,8554111ns
|
0,531
|
0,4000109***
|
0,0001
|
|
8 et plus
|
0,5288286**
|
0,7155024ns
|
0,334
|
0,441833*
|
0,016
|
|
Niveau de vie de ménage d'origine
|
|
|
Aisé
|
0,6033464**
|
0,7230217ns
|
0,143
|
0,4961725**
|
0,02
|
|
Moyen
|
0,4424962**
|
0,781675ns
|
0,471
|
0,2097903***
|
0,0001
|
|
Pauvre(MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
Statut matrimonial
|
|
|
EN union(MR)
|
1
|
1
|
|
1
|
|
|
Célibataire
|
2,095543*
|
2,382307*
|
0,048
|
1,817598ns
|
0,513
|
|
M.R : Modalité de référence.
ns : non sign. Seuil de sign : +p<=0,10 *p<= 0,05 ;
**p<=0,01 ; ***p<=0,001
|
D'une manière stratifiée, il existe une
différence entre les hommes et les femmes concernant la participation au
marché du travail. Nous essayerons de cibler nos commentaires sur les
variables qui ont apportées une explication supplémentaire
à l'inadéquation de l'emploi chez les individus fussent-ils
hommes ou femmes. Il ressort de la stratification selon le sexe que les femmes
du Kasaï sont plus susceptibles d'être en situation
d'inadéquation de l'emploi que leurs homologues de kongo central et de
Kinshasa. Par contre Chez les hommes les résultats ne sont pas
significatifs du point de vue statistique. Les résultats
enregistrés au sujet du rang de naissance confirment le risque
d'inadéquation chez les hommes qui ont un autre rang de
naissance : les hommes qui ont un autre rang de naissance ont 1,8 fois
plus de chances d'être en situation d'inadéquation que leurs
homologues aîné de la famille par contre le modèle des
femmes n'est pas significatif. S'agissant du nombre d'enfants, le modèle
des hommes n'est pas significatif, par contre chez les femmes on constate
que les femmes qui ont 4 à 7 enfants et celles qui ont plus de 8
enfants ont respectivement (2,4 et 2,2) fois moins chance d'être en
situation d'inadéquation de l'emploi que leur homologue ayant aucun et 3
enfants. Concernant le niveau de vie de ménage d'origine, le
modèle homme n'est pas significatif tandis que le modèle femme
nous donner les résultats très significatif. Les femmes dont le
niveau de vie est aisé et ce qui ont un niveau de vie moyen
représentent respectivement (2 et 4,7) fois moins de chance d'être
en situation d'inadéquation que leur homologue qui ont un niveau de vie
pauvre. Il ressort de la stratification selon le sexe nous montrer que le
modèle homme est statistiquement significatif, le célibataire ont
2,3 fois plus de chance d'être en situation d'inadéquation que
leur homologue en union par contre le modèle femme n'est pas
statistiquement significatif.
Graphique 1.12 : Pouvoir prédictif du
modèle
Le modèle peut être jugé acceptable car
l'aire sous la courbe ROC est de 0,7112. En d'autre terme, le pourcentage de
prédiction c'est-à-dire la capacité de notre modèle
à prédire correctement l'inadéquation de l'emploi des
individus occupé situerait autour de 71,1%.
|
|
