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Revue de l'OFCE
Presses de Sc. Po.

I.S.B.N.2-7246-2993-0
248 pages

p. 59 à 87
doi: en cours

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Dossier : Réformer la Prime pour l'emploi ?

n^o 88 2004/1

Discipline > Revue > Sommaire > Article

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Réformer la Prime pour l’emploi ?

Aides au retour à l’emploi et activité des femmes en couple

Olivier Bargain Fédération Jourdan et DELTA (Unité jointe ENS – CNRS – EHESS)

Résumé de l'article

Le débat sur les incitations financières à la reprise d’une activité ne s’est pas éteint avec l’instauration de la Prime pour l’emploi. Notamment, le traitement de la dimension familiale dans les aides à l’emploi est un aspect crucial dont les implications sont encore mal connues. Une réforme conditionnée par le niveau de revenu familial, comme la proposition d’Allocation compensatrice de revenu ou le Working Family Tax Credit britannique, impliquerait un effet désincitatif pour les femmes dont le mari est éligible. Pensée originellement comme une mesure individuelle, la Prime pour l’emploi comporte elle aussi un plafond d’éligibilité familial. À l’aide d’un modèle structurel d’offre de travail, on compare à coûts budgétaires proches les effets potentiels de la PPE version 2003, d’une mesure familiale (l’ACR) et d’une mesure individualisée sur l’offre de travail des femmes mariées. The debate on financial incentives to work did not end with the creation of the “Prime pour l’emploi” (PPE). In particular, the treatment of family dimension is a crucial aspect whose implications are not well established. For instance, some reform are means-tested at the household income level — the suggested “Allocation compensatrice de revenu” (ACR) or the British WFTC — and would imply a disincentive effect on married women whose partner is active and eligible to the benefit. Thought as an individual policy measure, the PPE is also conditioned on household income. I use a structural model of labour supply to compare the potential effects on married women activity of three in-work benefits, namely the 2003 version of the PPE, a family-sized measure (the ACR) and an individualized measure.

Plan de l'article

• Microsimulation et offre de travail

— Hypothèses de microsimulation

— Un modèle structurel d’offre de travail

• Estimation du modèle

— Champ de l’étude et discrétisation du modèle

— Limites

— Estimation et performances du modèle

• Simulation des réformes

— Description des réformes

— Prime pour l’emploi 2003

— Réponses comportementales

• Conclusion

• Références bibliographiques

Le débat sur l’existence d’éventuelles trappes d’inactivité en France ne s’est pas éteint avec l’instauration de la Prime pour l’emploi (PPE dans la suite). Il s’est au contraire considérablement enrichi par l’apport de contributions variées mettant à profit les techniques de microsimulation. Au-delà des analyses de cas-type, les modèles Sysiff, Ines, Myriade et Symptom ont en effet permis l’étude « grandeur nature » de différents scénarios d’aides au retour à l’emploi. Ces études ont concerné en premier lieu les aspects redistributifs [1]. Sur le plan incitatif, il a été possible de caractériser — par le calcul des taux marginaux implicites et des gains financiers de reprise d’un emploi — les effets potentiels des mesures proposées sur les incitations en terme d’heures de travail et de participation [2]. Cependant, trop peu d’études ont eu recours à la théorie économique pour rendre compte des comportements d’offre de travail et des possibles réactions à une réforme effectivement appliquée (comme la PPE) ou simplement suggérée (comme l’Allocation compensatrice de revenu, ACR dans la suite) [3]. Un ensemble de travaux économétriques sur le sujet aurait pourtant été souhaitable pour fournir aux décideurs politiques un intervalle de confiance des prédictions des économistes.

Le présent travail tente donc de compléter la discussion en utilisant une méthodologie largement éprouvée dans les pays où l’appel à la modélisation s’est fait de façon plus systématique qu’en France. Il s’agit d’estimer un modèle structurel d’offre de travail à choix discret proche de ceux suggérés par Blundell et al. (2000) pour le Royaume-Uni, Hoynes (2001) pour les États-Unis ou Van Soest (1995) pour les Pays-Bas. Le choix de cette méthode est particulièrement approprié dans le cas de la France où les contraintes institutionnelles ou dues à la demande de travail impliquent de fortes concentrations des heures travaillées. Bien sûr, notre approche ne modélise pas explicitement le côté demande. Cette démarche nous semble cependant préférable à d’autres modèles dans lesquels l’identification des déterminants de l’offre, de la demande, voire des divers types de non-emploi, repose sur des hypothèses fortes et souvent périlleuses vue la pauvreté des données.

Une autre contribution de la présente étude est d’enrichir la discussion sur la construction d’une aide à l’emploi adaptée à la France [4]. Cinq points primordiaux ressortent de la récente table ronde organisée par l’OFCE (« Évaluer et réformer la Prime pour l’emploi à la lumière des expériences internationales », 16 juin 2003).

— La PPE ou les dispositifs comparables peuvent poursuivre deux objectifs, éventuellement contradictoires : redistribution et incitation au travail.

— Dans le traitement de la famille, la PPE française, plutôt individuelle, s’oppose aux dispositifs anglo-saxons, plutôt familiarisés.

— Une condition de ressource au niveau du ménage peut entraîner un biais de genre en décourageant l’activité des femmes mariées ou en favorisant le temps partiel féminin.

— Il est nécessaire pour bien juger du dispositif de l’inclure dans l’ensemble des transferts et des prélèvements ; la situation peut être complexe, d’autant que certains dispositifs comblent les lacunes ou compensent les défauts d’autres.

— Enfin, il est important de prendre en compte la dimension temporelle de la mesure, à la fois dans les effets attendus et dans les mécanismes d’application ; la PPE induit un décalage important entre l’activité et le versement correspondant.

Notre étude vise à éclairer le deuxième et troisième point en se concentrant sur l’activité des femmes en couple et sur les possibles biais de genre introduits par des aides à l’emploi conditionnées sur le niveau de revenu familial [5]. Le deuxième point rappelle il est vrai que la PPE est essentiellement une mesure individuelle, en opposition à l’ACR ou au Working Family Tax Credit britannique (WFTC dans la suite). Cependant, la prime comporte elle aussi un plafond d’éligibilité familial et les effets pervers attendus sur l’activité des femmes dont le mari travaille doivent être évalués. Rappelons qu’au Royaume-Uni, il est clairement apparu que le WFTC décourageait la participation d’un nombre non négligeable de femmes dont le mari était éligible. Plus généralement, cet aspect relance le débat sur le type d’aide à l’emploi qu’il convient d’adopter, à savoir une mesure purement individuelle comme le crédit d’impôt introduit récemment en Belgique ou bien une réforme conditionnée par le niveau de revenu familial comme le WFTC britannique. On s’interroge donc sur le potentiel (dés)incitatif de la PPE 2003 sur l’activité des femmes en couple et on lui compare une mesure individuelle et une mesure avec plafond familial, toutes deux adaptées au cas français, à savoir la ristourne de CSG sur les bas salaires et la proposition d’ACR.

La première partie de l’étude décrit brièvement les hypothèses de microsimulation et le modèle à choix discret utilisé pour estimer les comportements d’offre de travail. La seconde présente les données, les résultats de l’estimation et la robustesse du modèle. La troisième résume la teneur des différents scénarios de réforme proposés et détaille le résultat des simulations.

Microsimulation et offre de travail

Hypothèses de microsimulation

Cette étude est réalisée à partir du logiciel SYSIFF98 connecté à l’enquête Budget des Familles INSEE. Ce modèle de microsimulation, à distinguer du premier programme SYSIFF présenté dans Bourguignon, Chiappori et Sastre (1988), est décrit en détail dans Bargain, Bourguignon et Terraz (2003). Il permet le calcul des charges patronales et salariales et de l’ensemble des instruments de fiscalité directe, à la fois en terme de prélèvement (CSG et CRDS, impôt sur le revenu, impôts locaux) et de redistribution (les différentes prestations familiales et aides sociales).

Le logiciel couplé à l’algorithme d’offre de travail doit permettre d’une part d’estimer le modèle comportemental et d’autre part de simuler des réformes. Pour une estimation précise du modèle, les données et le scénario fiscal de référence correspondent à la même année 1998, sans mise sous condition de ressource des allocations familiales (une « anomalie » propre à l’année 1998). Pour étudier le potentiel incitatif des aides à l’emploi, notre scénario de référence représente donc une situation ex ante par rapport aux réformes que l’on souhaite simuler, et également par rapport aux premières versions de la PPE (2001, 2002). En effet, on ne s’intéresse pas aux effets de la PPE 2003 par rapport aux versions antérieures mais plutôt à l’introduction de la PPE 2003 (ou de variantes) dans un système vierge de toute aide à l’emploi. Enfin, on peut comparer de façon indépendante l’effet de la PPE 2003, des autres mesures jouant sur les trappes d’inactivité (réforme des allocations logement) ou des réformes suggérées (ristourne de CSG, ACR).

Le programme de microsimulation ne simule que la fiscalité et la redistribution directe. Malgré leur importance fondamentale, certains gains difficilement mesurables ou les droits connexes au statut de Rmiste ne sont donc pas pris en compte (aides au transport, réduction de frais de cantine scolaire, crèches subventionnées, Couverture maladie universelle, etc.) [6]. Notons finalement que l’horizon de simulation est supérieur à un an puisque les mesures d’intéressement ne sont pas simulées. Ces mesures n’ont corrigé que partiellement le problème des désincitations créées par les minima sociaux, en permettant un cumul temporaire du RMI et de revenus d’activité [7].

Un modèle structurel d’offre de travail

Modèle d’offre de travail à choix discrets

Les modèles d’offre de travail avec fiscalité se sont longtemps inspirés de la démarche proposée par Hausman (1981). Cette approche repose sur la spécification de la fonction d’offre de travail et sur la linéarisation locale de la contrainte budgétaire avec prise en compte de l’endogénéité du salaire implicite (cf. Bourguignon et Magnac, 1990, pour la France). Les limites de cette approche sont bien connues. D’une part, elle réduit l’analyse aux cas où la contrainte budgétaire est convexe et linéaire par morceaux. Dans le cas de la France, on sait que le RMI génère de fortes non convexités pour les bas salaires ; c’est également le cas des aides sous condition de ressource pour un nombre important de ménages. D’autre part, cette approche impose la satisfaction globale des conditions de Slutsky et contraint donc, par construction, la valeur des élasticités estimées (voir la critique de MaCurdy, 1992). Enfin, elle permet difficilement de prendre en compte les décisions jointes des couples.

La littérature récente a plutôt fait appel aux modèles à choix discret. Ces modèles s’appuient également sur une paramétrisation explicite des préférences, mais le problème est réduit à la maximisation de l’utilité entre un nombre limité de choix possibles d’heures de travail. On échappe ainsi à la lourdeur calculatoire du modèle continu et l’on peut assez facilement prendre en compte des ensembles budgétaires non convexes, des coûts fixes au travail ou la participation jointe de plusieurs membres du ménage. Le grand nombre d’études parues traduit le succès de ces modèles, les plus importantes étant Van Soest (1995), Hoynes (1996), Bingley et Walker (1997), Keane et Moffitt (1998) et Blundell et al. (2000).

Nous retenons cette approche et modélisons l’offre de travail des femmes en couple à l’aide d’un logit multinomial. On considère ici que l’offre de travail des hommes est fixe. Nous supposons que le bien-être obtenu par le ménage i lorsque l’épouse choisit l’offre de travail j (= 1,…J) est donné par :

Dans cette expression, U() est une fonction d’utilité conventionnelle représentant l’arbitrage entre le nombre d’heures travaillées (H_j ) et le niveau de consommation (C_ij ), tous deux pour le choix j et conditionnellement aux préférences représentées par le vecteur θ. Par convention, on suppose que le premier choix correspond à l’inactivité (H ₁ = 0). Le vecteur Z_i inclue les variables socio-démographiques habituelles propres au ménage i. Le bien-être effectivement reçu dépend également d’un terme d’erreur ∊_ij supposé distribué identiquement et indépendamment entre les choix d’heures et les ménages. De fait, il ne peut être interprété comme reflétant les préférences inobservées du ménage i. Il s’agit plutôt d’un terme décrivant les erreurs d’observations du ménage concernant chaque choix d’heures, une erreur d’optimisation ou encore un écart transitoire par rapport au choix optimal, comme décrit par Hausman (1985). En supposant que ∊_ij est distribué selon une loi I-extreme value, McFadden (1973) prouve que la probabilité que le ménage i choisisse l’offre de travail k est donnée par :

La vraisemblance d’un échantillon peut être dérivée de cette expression comme une fonction du vecteur θ de paramètres de préférence et l’estimation de ces paramètres obtenue par la méthode du maximum de vraisemblance.

Dans le cadre statique retenu, le niveau de consommation C_ij correspond au revenu disponible du ménage lorsque l’épouse choisit l’option j, auquel sont soustraits les éventuels coûts au travail F_ij . On obtient donc la contrainte budgétaire suivante :

où le revenu disponible est lui-même exprimé comme une fonction D() dont les arguments sont à la fois certaines caractéristiques socio-démographiques X_i (permettant de calculer impôts et prestations) et les différentes sources de revenu brut du ménage. Ces dernières correspondent au revenu salarial de l’épouse w_iH_j avec w_i son salaire horaire, le revenu salarial fixe du mari m_i et l’ensemble des revenus hors travail du ménage notés K_i . Concrètement, D() représente l’ensemble complexe des règles socio-fiscales telles que simulé par SYSIFF98. Pour chaque choix j d’offre de travail, on dispose donc d’une simulation précise de la contrainte budgétaire.

Spécification du modèle

On propose une spécification relativement flexible des préférences en choisissant la forme quadratique suivante :

avec hétérogénéité :

Cette spécification correspond à celle retenue par Blundell et al. (2000) dans l’analyse du WFTC au Royaume-Uni.

Les variations de préférence entre les ménages sont prises en compte par l’introduction du vecteur Z_i de caractéristiques socio-démographiques. Il s’agit du nombre d’enfants respectivement entre 0 et 2 ans, 3 et 5 ans et 6 et 11 ans, du nombre total d’enfants, de l’âge des parents et du statut marital. Le niveau d’éducation des parents n’est pas pris en compte dans les préférences pour des raisons d’identification. En effet, il est, avec l’âge, un des déterminants principaux des salaires (donc du revenu disponible) et des contraintes sur le marché du travail.

Les coûts au travail F_ij correspondent au coût réel ou psychologique subi par le ménage si la femme doit travailler. Ils sont supposés non stochastiques et sont instrumentés comme suit dans l’estimation d’offre de travail :

Les variables retenues sont respectivement le nombre d’enfants de 0 à 2 ans, une indicatrice non nulle si le ménage vit en région parisienne et une indicatrice non nulle si le mari travaille. La constante correspond à un coût fixe au travail, tandis que les autres coefficients varient librement entre les différents choix j. Ainsi, on accroît la flexibilité du modèle en fonction du choix d’heures de la femme. Notamment, on prend en compte la variabilité introduite chez Blundell et al. (2000) à travers les coûts de garde d’enfants [8].

D’après l’enquête Emploi de l’INSEE, 40 % des femmes à temps partiel seraient contraintes dans leur choix et souhaiteraient en réalité obtenir un travail à temps plein. Cet aspect important mérite d’être pris en compte dans une approche statique. Pour ce faire, Laroque et Salanié introduisent une probabilité de temps partiel contraint, correspondant à la probabilité de préférer le temps plein au temps partiel et le temps partiel à l’inactivité, tout en ne pouvant accéder à un temps plein (pour cause de productivité trop faible ou d’insuffisance de la demande). Le modèle proposé ici adopte une démarche purement d’offre de travail et nous optons donc pour une suggestion faite par Van Soest (1995) consistant à retirer un terme R_i à l’utilité obtenue à temps plein :

Ce terme peut être interprété comme une désutilité spécifique au temps plein, correspondant par exemple à un effort de recherche de travail supplémentaire par rapport au temps partiel. Les individus pour lesquels le temps partiel est subi devraient donc souffrir en premier lieu de ce coût additionnel, et sont identifiés par les caractéristiques dans W_i , à savoir l’âge et le niveau d’étude. L’identification du modèle repose sur des conditions d’exclusions entre les vecteurs Z_i , X_i et W_i et sur la forte non-linéarité de la fonction D().

Estimation du modèle

Champ de l’étude et discrétisation du modèle

Données et sélection

Les données utilisées sont une sélection de l’enquête Budget des Ménages 1994 dont les variables monétaires ont été actualisées pour obtenir l’année 1998, en supposant la démographie constante (cf. Bargain, Bourguignon, Terraz, 2003). On garde uniquement les ménages mariés ou concubins dont la femme est potentiellement active. Pour cela, on sélectionne les ménages dans la tranche d’âge 25-60 ans. Les études précédentes restreignent la sélection à une tranche 25-49 pour éviter les personnes en âge de retraite ou de pré-retraite. Contrairement à l’enquête Emploi, l’enquête Budget des Ménages nous donne ici suffisamment d’information sur les retraités et pré-retraités pour les enlever de la sélection. On élimine également les ménages où la femme est handicapée, étudiante, indépendante ou fonctionnaire. Les indépendants ou les agriculteurs sont en effet soumis à des règles fiscales assez différentes de celles appliquées aux salariés, et l’information nécessaire pour le calcul de leur fiscalité est parfois manquante. Leur comportement d’offre de travail, ainsi que celui des fonctionnaires dont la sécurité de l’emploi est garantie, peut aussi s’avérer différent et nécessiter un modèle à part. Même si c’est plus ambigu, on retire les ménages où la femme est au chômage. Ceci correspond à la logique d’une approche exclusivement en terme d’offre de travail, pour laquelle on se concentre sur les travailleurs non contraints par la demande. Nous reviendrons sur ce point important. Enfin, on retire les quelques ménages pour lesquels l’épouse travaille à plein temps pour un salaire inférieur au SMIC.

Ajoutons que les ménages « extrêmes » sont retirés, notamment ceux recevant d’importants montants de revenu hors travail, ceux avec plus de trois enfants ou ceux dont les enfants contribuent de façon importante aux revenus du ménage. Au final, notre sélection correspond à une sous-population de 4,945 millions de ménages, dont les statistiques descriptives sont présentées dans le tableau 1.

1
Statistiques descriptives pour l’échantillon sélectionné

IMGIMGFemme Homme Participation 68,69 % 91...IMGIMF

Seuls 8,6 % des hommes de cette sélection ne participent pas au marché du travail et 87 % des participants travaillent au moins 35 heures par semaine. Cette concentration importante des heures de travail des hommes et la connaissance économétrique de leur faible élasticité-salaire confortent le choix de traiter l’offre de travail des hommes comme fixée.

Salaires

Les salaires ne sont pas fournis directement et doivent être calculés (revenu brut hebdomadaire divisé par le nombre d’heures travaillées). Les salaires des femmes inactives sont prédits en utilisant l’estimation en deux étapes à la Heckman (1979). La faiblesse de cette approche est soulignée dans Laroque et Salanié (2002). En effet, l’équation de participation corrigeant le biais de sélection est une forme réduite ne prenant pas en compte les non-linéarités dues au système fiscal. L’idéal est donc d’estimer simultanément le modèle d’offre de travail et l’équation de salaire, comme le font les auteurs.

Pour juger de la qualité des estimations, les graphiques 1 et 2 comparent la distribution des salaires prédits et observés pour les femmes à temps partiel et à temps plein (on a laissé dans le graphique les ménages pour lesquels l’épouse est à plein temps pour un salaire inférieur au SMIC).

Salaires prédits et observés pour les femmes à temps partiel

IMGIMGSalaires prédits et observés pour les femmes à tem...IMGIMF

Salaires prédits et observés pour les femmes à temps plein

Source : Calculs de l’auteur.

L’ajustement est moins satisfaisant pour les femmes à temps partiel, dont une proportion non négligeable — environ 9,5 % — présente un salaire inférieur au SMIC (= 6 euros/heure en 1998). Néanmoins, et malgré la remarque précédente sur le biais de sélection, l’équation de salaire semble retracer convenablement la forme générale de la distribution des salaires, la distribution prédite étant plus concentrée que la distribution observée sur le pic au-dessus du salaire minimum.

Discrétisation

La variance des heures de travail des femmes est plus importante que celle des hommes, mais la distribution des heures est également concentrée autour d’un nombre limité de pics, comme le montre le graphique 3. La discrétisation est opérée en fonction des trois principaux pics observés, à savoir la non-participation, le mi-temps et le temps plein fixé institutionnellement à 39 heures par semaine pour l’année 1998 considérée (H_j = 0, 20, 39).

Distribution des heures de travail des femmes en couple

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Source : Sélection sur données Budget des ménages, INSEE.

L’approche discrète est donc particulièrement adaptée au cas français, dans lequel les contraintes institutionnelles ou liées à la demande imposent une certaine rigidité sur le choix des heures de travail. Rappelons que les indépendants, relativement plus libres de leur temps de travail, ne sont pas présents dans les données sélectionnées. Notons enfin que même si des travailleurs peuvent, dans une certaine mesure, choisir simultanément le nombre d’heures et la rémunération horaire, on suppose ici que le salaire brut d’un individu ne varie pas avec le nombre d’heures travaillées [9].

Limites

La principale limite du modèle proposé est sa nature statique. Il est évident qu’au-delà du simple calcul coût-bénéfice établi à un instant donné à partir de son salaire potentiel, des caractéristiques familiales et du système socio-fiscal en vigueur, un individu aura également conscience des différences de possibilité d’évolution qui existent entre un emploi et une aide sociale. Un nombre important (mais non identifié) de ménages acceptent d’ailleurs de travailler malgré un gain financier dérisoire (voire négatif). Malheureusement, l’estimation de modèles dynamiques est encore assez rare, probablement à cause du manque de données pertinentes dans les enquêtes longitudinales.

Il convient également d’aborder le problème de rationnement que connaissent un certain nombre de travailleurs sur le marché du travail. Revenons tout d’abord sur le cas du temps partiel subi. Le choix retenu ici d’ajouter un terme de désutilité spécifique au temps plein est, il est vrai, très ad hoc. Cependant, en terme d’identification du modèle, il repose sur le même type de variables (âge et éducation) que celles utilisées par Laroque et Salanié (2002) pour instrumenter la probabilité d’être contraint par la demande de travail (i.e de ne pas trouver un emploi à temps plein). Seule l’interprétation est différente. Pour estimer réellement les préférences consommation-loisir des ménages français, des données sur le temps de travail désiré seraient nécessaires [10]. On pourrait alors distinguer ce qui relève des préférences de ce qui dépend des contraintes institutionnelles ou du côté demande du marché du travail [11]. Même alors, il n’y a pas une pleine garantie que l’information sur les heures souhaitées ne soit elle-même contaminée par des contraintes liées à la demande.

Intéressons-nous maintenant aux contraintes touchant l’inactivité et donc aux femmes involontairement inactives. On a retiré les chômeurs de l’analyse afin de se concentrer sur les inactifs non contraints. Cependant, il est fort possible qu’une partie des inactifs ne recevant pas d’allocation chômage, et que l’on garde dans notre sélection, soient eux aussi contraints. L’enquête Budget des Familles ne permet malheureusement pas de distinguer l’inactivité volontaire ou involontaire. Une amélioration substantielle est proposée par Fugazza et al. (2003) dans la mesure où l’enquête Emploi INSEE utilisée par les auteurs indique si les individus souhaitent travailler et s’ils sont à la recherche d’un travail. On peut ainsi identifier les personnes touchées par un non-emploi involontaire (elles souhaitent travailler et cherchent un travail mais n’en trouvent pas) des autres [12]. La probabilité de trouver un emploi (i.e de ne pas subir de chômage frictionnel ou keynésien) est ajoutée au modèle et, en suivant Blundell, Ham et Meghir (1987), instrumentée par les (trop rares) variables disponibles. Il s’agit des variables déjà mentionnées pour la probabilité de ne pas trouver d’emploi à temps plein (âge et niveau d’éducation), auxquelles s’ajoute le niveau de chômage local. Introduire ce dernier est discutable, dans la mesure où la région d’habitation est liée dans une certaine mesure au choix d’activité.

Parmi les femmes volontairement inactives, l’enquête Emploi permet de distinguer celles ne souhaitant pas travailler et celles découragées (i.e. celles qui déclarent souhaiter travailler mais ne cherchent pas de travail). Pour les premières, l’arbitrage consommation-loisir les conduit à choisir l’inactivité, à préférences et contrainte budgétaire données. Les secondes arbitreraient pour l’activité, mais les coûts induits par la recherche d’un emploi (coûts psychiques ou réels) les en dissuadent. Ce coût de recherche semble difficile à instrumenter et nous émettons des réserves sur le traitement fait par Fugazza et al. (2003) qui semblent considérer à la place un coût fixe lié à la prise d’un emploi (transport, garde d’enfant, etc.). La terminologie « travailleur découragé » n’est alors plus compréhensible. En effet, le coût fixe au travail est partie intégrante de la contrainte budgétaire et du calcul coût-bénéfice dictant le souhait de travailler ou non.

Estimation et performances du modèle

Le tableau 2 présente les résultats de l’estimation. L’utilité marginale de la consommation augmente significativement avec le nombre d’enfants en âge d’être scolarisés. Toutes les variables socio-démographiques (sauf le statut marital) jouent significativement sur l’utilité marginale du loisir. Entre autre, les femmes préfèrent travailler moins dans les ménages âgés, ce qui suggère une tendance vers les couples monoactifs lorsque les ménages vieillissent ou bien un effet de génération.

2
Estimation du MNL par maximum de vraisemblance

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La constante du coût fixe au travail est estimée à environ 130 euros par semaine, ce qui paraît très élevé [13]. Le coût additionnel lié à la présence d’enfants de moins de 3 ans est significatif et augmente avec le temps de travail, reflétant la nécessité de faire appel à une garde extérieure pour les femmes actives. Le coût au travail décroît si le mari est en emploi, suggérant des économies d’échelle (sur le mode de transport par exemple). Enfin, ce coût est plus élevé en région parisienne pour les temps partiels uniquement.

Les variables composant la désutilité liée à la recherche d’un temps plein sont toutes significatives (à 1 %) et la désutilité semble décroissante mais concave avec l’âge et nettement moins élevée pour les femmes ayant au moins le baccalauréat.

Ces interprétations sont néanmoins à prendre avec prudence dans la mesure où les résultats obtenus dépendent fortement de la spécification particulière adoptée pour le modèle.

De façon classique, nous comparons dans le tableau 3 les fréquences observées pour les différents choix aux probabilités moyennes estimées. Les probabilités prédites par le modèle reproduisent correctement les proportions présentes dans l’échantillon. Les R2 généralisés — représentant pour chaque choix le pourcentage de variance expliquée par le modèle — sont du même ordre de grandeur que ceux obtenus par Laroque et Salanié. Notamment, le temps partiel est extrêmement mal prédit, quelle que soit l’approche retenue.

3
Qualité de l’ajustement

IMGIMGFréquences observées Fréquences préd...IMGIMF

Plus précisément, le tableau 4 devrait correspondre à la matrice identité si les prédictions du modèle étaient parfaites. Pour les choix « non-participation » et « temps plein », les fréquences sur la diagonale dominent effectivement les lignes concernées ; le tableau confirme la mauvaise prédiction du temps partiel.

4
Ajustement selon la situation observée

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Pour simuler les réactions potentielles d’offre de travail, il est naturel de partir d’une situation initiale pour laquelle les heures prédites correspondent aux heures observées. On génère donc une situation initiale plausible en tirant dans une loi Weibull des séries de pseudo-résidus

pour la partie stochastique de l’utilité à chaque choix d’heure. On garde 200 séries pour lesquelles il y a correspondance parfaite entre heures prédites et observées. La situation post-réforme est ensuite définie comme le choix d’heures prédit par la partie déterministe du modèle, à laquelle on ajoute les pseudo-résidus obtenus précédemment. Pour une statistique d’intérêt (par exemple le nombre de femmes passant du temps partiel au temps plein), on obtient la distribution de cette statistique en fonction des tirages de pseudo-résidus. L’ajustement du modèle étant loin d’être parfait, il s’avère que les résultats sont assez sensibles aux tirages. Les intervalles de confiance obtenus sont donc larges et la modélisation économétrique ne fournit finalement qu’un ordre de grandeur des réactions potentielles pour chaque réforme. La comparaison de ces ordres de grandeurs entre réformes est cependant intéressante.

Simulation des réformes

Description des réformes

Il y a plusieurs motivations au fait de simuler une alternative à la PPE (ristourne de CSG ou ACR). Premièrement, si l’on en croit le rapport du CERC (2001), la PPE n’est qu’une première étape dans le développement d’instruments de soutien aux bas revenus, conciliant à la fois des objectifs redistributifs et incitatifs. Deuxièmement, le débat sur l’individualisation des instruments fiscaux et sociaux ne fait que commencer en France ; la proposition de ristourne sur la CSG, mesure entièrement individuelle, en constitue un premier signal. La PPE s’en inspire fortement et, malgré un plafonnement familial, se distingue d’une mesure purement familiale comme l’ACR. Troisièmement, la question de la dimension familiale est étroitement liée aux aspects incitatifs des réformes. Comme on l’a signalé en introduction, les mesures familiales comme l’ACR et le WFTC peuvent décourager le travail des femmes mariées, et il convient de chiffrer ces effets potentiels dans le cas français.

La description complète des réformes PPE 2003, ristourne de CSG et ACR, ainsi que les hypothèse de microsimulation retenues sont décrites en détail dans Bargain et Terraz (2003). On présente simplement ici un descriptif succinct de chaque réforme. On est resté fidèle à l’esprit initial des propositions de ristourne et d’ACR, en diminuant cependant légèrement le montant maximal dans le cas de la ristourne de CSG (et en annulant la ristourne de CRDS). Il s’avère que le coût des trois réformes est, au final, du même ordre de grandeur, comme le montre le tableau 5 [14]. En revanche, ce tableau illustre très clairement les énormes différences de ciblage entre les trois mesures. L’ACR vise véritablement les ménages à bas revenus, tandis que la ristourne individuelle de CSG cible les bas salaires, indépendamment du niveau de ressource du ménage. Il n’est donc pas surprenant que la ristourne concerne cinq fois plus de ménages que l’ACR, mais verse pratiquement cinq fois moins en moyenne aux ménages bénéficiaires. La question des incitations est donc ambiguë : une mesure individuelle ne découragera pas l’activité des femmes mariées, mais peut se révéler beaucoup moins généreuse et donc potentiellement moins efficace pour inciter financièrement à la reprise d’un emploi. Notre étude ne permet pas de trancher puisqu’on ne considère que l’activité des femmes en couples.

5
Chiffrage des mesures

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Prime pour l’emploi 2003

La PPE fonctionne comme un crédit d’impôt sur le revenu et l’unité de calcul est donc le foyer fiscal. Il existe une condition de ressource au niveau du foyer et au niveau individuel, de sorte qu’une personne avec de faibles revenus mais vivant dans un foyer aisé ne perçoive pas la prime. Le revenu imposable du foyer fiscal doit être inférieur à 11 972 euros pour un célibataire. Ce plafond est doublé pour un couple marié sans enfant et majoré de 3 308 euros par demi-part de quotient familial pour un couple avec enfants. Comme on l’a mentionné en introduction, ce plafond est susceptible de décourager l’activité de femmes mariées dont le mari travaille. Il est à noter que nos simulations distinguent les couples mariés (85 % des ménages) des concubins. Dans le deuxième cas, chaque membre du couple constitue seul un foyer fiscal et le problème de l’effet de seuil dû au plafond familial de ressource ne se pose donc pas.

Notons Y le revenu annuel d’activité d’un membre exprimé ici en terme de revenu fiscal, c’est-à-dire net de cotisations et de CSG déductible. Chaque membre peut ouvrir droit à un montant de PPE individuel s’il est « actif » au sens de la PPE, c’est-à-dire si Y est supérieur à 0,3 fois un montant S = 10 882 euros. Ce montant correspondait dans les versions antérieures de la PPE au SMIC fiscal annuel. Du fait de la réforme des 35 heures et des différents concepts de SMIC, la référence au salaire minimum disparaît dans la définition de la PPE 2003 (cf. Loi de Finance 2003, rapport Carrez, 2002). Notons H le nombre d’heures travaillées annuellement (1 820 heures au maximum). Le coefficient de proratisation e = 1 820/H permet donc d’obtenir Ye, le revenu fiscal en « équivalent temps-plein et année-pleine ». La prime correspond alors à 4,4 % de Y si Ye est inférieur à S, puis le montant de prime décroît jusqu’à s’annuler lorsque Ye atteint 1,4S.

La PPE 2003 comporte également une majoration pour les travailleurs employés à temps partiel ou sur une partie de l’année seulement, majoration de 45 % en cas d’activité exercée entre 30 et 50 % d’un temps plein annuel, et qui décroît ensuite pour s’annuler lorsque la personne travaille à temps plein. On simule ici une majoration non pas de 45 mais de 50 % comme annoncée avant la Loi de Finance 2003. De fait, les salariés en dessous de 50 % d’un temps plein annuel reçoivent une prime correspondant à ce qui était originellement prévu par le Plan Jospin pour 2003, à savoir une prime au taux de 6,6 %.

Le calcul complet peut être résumé comme suit :

— Pour les salariés travaillant entre 30 et 50 % d’un temps plein annuel :

PPE _indiv = 6,6 % Y si 0,3S ≤ Y et Ye ≤ S PPE _indiv = 16,5 % (1,4S – Ye)/e si S ≤ Ye ≤ 1,4S

— Pour les salariés travaillant plus que 50 % d’un temps plein annuel :

PPE _indiv = (2 – 1/e) 4,4 % Y si Ye ≤ S PPE _indiv = (2 – 1/e) 11 % (1,4 S – Ye)/e si S ≤ Ye ≤ 1,4S

Le montant maximal de prime est alors de 4,4 % du SMIC fiscal ou encore de 3,6 % du SMIC brut. La PPE du foyer est la somme des PPE individuelles auxquelles ouvrent droit les membres exerçant une activité professionnelle. À cela s’ajoutent deux majorations familiales destinées à mieux tenir compte de la capacité contributive du foyer [15].

Ristourne de CSG

Le premier scénario de réforme, imaginé par le précédent gouvernement, était un dispositif de ristourne de la CSG et de la CRDS sur les revenus salariaux individuels. Ce système aurait à terme conduit à une ristourne totale au niveau d’une rémunération au SMIC et dégressive jusqu’à 1,4 SMIC. Cette mesure, jugée anticonstitutionnelle en tant que modification d’un impôt direct (la CSG) ne tenant pas compte des capacités contributives des individus, aurait pu voir le jour si elle avait été présentée plutôt comme une subvention aux bas salaires.

La PPE répond aux mêmes aspirations que ce projet initial, les deux mesures étant centrées sur un SMIC temps plein. Pour la PPE, la troncature à 0,3 SMIC renforce l’idée qu’il ne s’agit pas de soutenir le travail précaire ou très partiel. Pour obtenir des réformes à coût budgétaire comparable, on applique une ristourne des 2/3 de la CSG uniquement (et on abandonne la ristourne de CRDS). Le taux d’aide correspondant est donc légèrement supérieur à celui de la PPE, à savoir les 2/3 de 7,125 % (i.e 7,5 % de CSG s’appliquant à 95 % du revenu brut). Le maximum de ristourne s’élève alors à 4,75 % du SMIC brut. En réalité, le gain individuel net procuré par la ristourne est moindre, du fait des interférences avec les autres instruments fiscaux et redistributifs (comme mentionné en note 14).

La véritable différence entre PPE et ristourne repose donc avant tout sur le plafonnement des ressources du ménage dans la PPE. La « familiarisation » de la PPE tient plus, en effet, de cette condition de ressource au niveau du foyer que des forfaits familiaux qui ne représentent qu’une faible partie de la mesure (un tiers du total de PPE versée en 2001 mais moins d’un cinquième du total en 2003). La composante du forfait familial accordant une majoration aux couples monoactifs peut jouer de façon ambiguë sur l’emploi du second pourvoyeur de revenus. Il semble cependant que le plafonnement familial représente le principal risque de désincitation des femmes mariées.

Allocation compensatrice de revenu

L’ACR proposée par Godino (1999) doit assurer une continuité entre les revenus de transfert (essentiellement RMI et API) et le revenu salarial. Dans le cas d’une personne seule, l’allocation correspond au RMI/API en cas d’inactivité, et se prolonge linéairement jusqu’à s’éteindre à un niveau d’activité au SMIC plein-temps. C’est donc un montant forfaitaire dont sont déduits les revenus d’activité, mais à un taux marginal moins élevé que dans le cas du RMI : 42 % au lieu de 100 %, hors intéressement ; les revenus autres que ceux d’activité restent taxés à 100 %. On peut voir cette mesure comme une pérennisation du mécanisme d’intéressement, ou encore comme une extension du RMI, ce qui en fait véritablement un système « basic income-flat tax ». Elle se calcule comme suit :

ACR = Max(0, B – tR)

avec B le montant de base du RMI/API et t le taux marginal de taxation des revenus d’activité nets de cotisations (notés R). Si l’ACR s’annule au niveau du SMIC plein, on a bien t = B/SMIC, soit environ 42 % pour un SMIC net de cotisation. Pour étendre la mesure à d’autres types de ménages, on retient le même taux, de sorte que, en notant B(n) le montant de RMI/API de base pour un ménage de configuration n, PF(n) le total des prestations familiales et du forfait logement entrant habituellement dans le calcul du RMI et K les autres revenus du ménage (notamment les revenus du capital), on obtient :

ACR(n) = Max(0, B(n) – tR – PF(n) – K)

Considérons maintenant un système où RMI et API sont maintenus en l’état et où l’ACR est définie comme le complément permettant d’obtenir le même montant que ci-dessus. L’aide a alors une forme « en triangle », centrée sur un revenu équivalent à la sortie du RMI, soit environ 36,5 % du SMIC brut. Le montant maximal d’ACR pour un célibataire sans enfant et ne touchant pas d’allocation logement serait alors d’environ 2 590 euros annuels (chiffre 2001), soit quasiment quatre fois plus que le maximum de PPE.

La mesure ainsi définie est celle qui s’approche le plus du WFTC en terme de ciblage. L’ACR toucherait 1,8 million de ménages à bas revenus (1,5 million dans le cas du WFTC 2001) pour un coût total de 2,5 milliards d’euros (environ 3 milliards pour le WFTC 2001). Cependant, au-delà des aspects redistributifs, les deux mesures partageraient le même effet désincitatif pour les femmes dont le conjoint travaille. En effet, pour un ménage monoactif éligible par les revenus du mari, le gain financier d’une reprise d’activité de l’épouse serait amputé de la perte partielle ou totale de l’ACR/WFTC. Ce biais de genre est souligné par Blundell et al. (2000) pour le WFTC. Selon les auteurs, alors que 11 000 femmes avec un partenaire inactif reprendraient un travail, plus de 20 000 femmes dont le conjoint est en emploi arrêteraient de travailler (plus de 29 000 selon Gregg, Johnson et Reed, 1999). Dans le cas de l’ACR, Bargain et Terraz (2003) montrent que les gains financiers d’une reprise d’activité de l’épouse baissent nettement. En terme relatif, une reprise d’emploi à temps partiel (resp. temps plein) payé au SMIC horaire entraîne une hausse de revenu disponible du ménage de 19 % (resp. 37 %) en moyenne dans le cas des couples mono actifs. Ce chiffre passe à 17 % (resp. 33 %) avec l’introduction de l’ACR et à plus de 20 % (resp. 39 %) avec les deux autres réformes.

Autres réformes

L’exonération de la taxe d’habitation est, depuis 2000, maintenue en cas de retour à l’emploi pendant la période de cumul d’un RMI et d’un revenu d’activité, ainsi que l’année suivante.

Les allocations logement ont également été réformées dans ce sens en 2001 pour mettre fin à l’asymétrie de traitement entre revenus d’activité et transferts sociaux. La réforme consiste à supprimer la neutralisation des revenus des Rmistes dans la base ressource pour le calcul des allocations logement. À la place, un abattement équivalent au RMI est appliqué à la base ressource, de sorte que les Rmistes continuent à toucher une allocation pleine tandis qu’un ménage en sortie de RMI profite également de l’abattement. La discontinuité en fin de statut Rmiste disparaît. Cette réforme est importante mais ne supprime qu’une partie de la trappe. De plus, elle peut générer le même type de biais de genre que souligné ci-dessus. Les effets potentiels de cette réforme, ainsi que des trois aides à l’emploi, sur l’offre de travail féminine sont évalués ci-après.

Réponses comportementales

Fréquence d’activité

En premier lieu, on regarde les variations des fréquences prédites pour chaque choix d’activité après les réformes. Le tableau 6 montre que les effets incitatifs de la PPE 2003 et de la ristourne de CSG sont très proches. La PPE est cependant légèrement moins généreuse pour les temps pleins et, de ce fait, la fréquence prédite du temps plein augmente un peu moins (0,3 point de pourcentage contre 0,4 point pour la ristourne). En revanche, la majoration 2003 pour les temps partiels fait que la probabilité de ce choix augmente de 0,1 point avec la PPE (contre 0,07 point avec la ristourne). Comme on pouvait s’y attendre, l’ACR et la réforme des allocations logement découragent assez fortement la participation.

6
Impact des réformes sur les fréquences prédites

IMGIMGEn % Fréquences prédites moyennes Pr...IMGIMF

Mesures « familiarisées »

Plus précisément, les tableaux 7 et 8 mettent en parallèle les effets désincitatifs du WFTC et de l’ACR — deux aides sous condition de ressource au niveau familial — sur l’activité des femmes en couple. La comparaison n’est cependant pas directe car les chiffres tirés de Blundell et al. (2000) correspondent à une simulation du WFTC par rapport à une situation ex ante où existait déjà une aide à l’emploi, le Family Credit, mais moins généreuse que le WFTC. Ces deux tableaux, ainsi que les suivants, font l’hypothèse forte que tous les ménages éligibles reçoivent effectivement l’aide due (take-up de 100 %).

7
Effet du WFTC sur l’activité des femmes dont le mari travaille (Blundell et al., 2000)

IMGIMGNon-participant Temps partiel Temps ...IMGIMF

8
Effet de l’ACR sur l’activité des femmes en couple (25-60 ans)

PPE et mesure individuelle

Les effets de la PPE 2003 et de la ristourne de CSG sont illustrés par les tableaux 9 et 10. Dans les deux cas, un petit nombre de ménages (autour de 0,5 %) consentirait à un retour de l’épouse sur le marché du travail.

9
Effet de la PPE 2003 sur l’activité des femmes en couple (25-60 ans)

10
Effet de la ristourne de CSG sur l’activité des femmes en couple (25-60 ans)

Les chiffres présentés ne reflètent que la moyenne sur l’ensemble des tirages de pseudo-résidus. Si l’on considère par exemple le nombre de femmes acceptant de reprendre une activité à temps partiel, le graphique 4 montre la forte imprécision des prédictions du modèle : pour un intervalle de confiance à 90 %, le nombre d’emplois créés peut aller de 2 000 à 13 000 pour la ristourne. L’important est de voir que les effets de la PPE sont très semblables à ceux d’une mesure purement individualisée, et que l’ordre de grandeur de l’effet incitatif est faible dans les deux cas.

Effets incitatifs comparés de la PPE et de la ristourne de CSG sur l’activité à temps partiel

IMGIMGEffets incitatifs comparés de la PPE et de la rist...IMGIMF

Source : Calculs de l’auteur.

Réforme des allocations logement

Enfin, le tableau 11 donne les effets moyens de la réforme des allocations logement. Elle aurait découragé en moyenne 28 000 femmes en couples, mais aurait incité 10 000 femmes à reprendre une activité, essentiellement à temps plein, soit un bilan négatif de 18 000 emplois. Rappelons que notre étude cible les couples mariés ou concubins : les réformes des allocations logements, ou l’ACR, montrent ici leurs faiblesses, mais devraient avoir des effets positifs marqués sur l’activité des femmes célibataires (cf. Laroque et Salanié, 2002).

11
Effet de la réforme des allocations logement sur l’activité des femmes en couple (25-60 ans)

Effet du plafonnement

Si l’on se concentre sur les effets désincitatifs probables dus au plafonnement des ressources familiales, alors le graphique 5 montre que la PPE n’entraîne qu’un très faible biais de genre contrairement à une mesure « familiale » comme l’ACR. Ceci est dû essentiellement à la nature individuelle de la PPE et au fait que le plafond d’éligibilité au niveau familial est assez élevé (environ 3,1 fois le SMIC brut pour un couple marié sans enfant contre 1,3 fois pour l’ACR). Le graphique 5 compare également les ordres de grandeur de la réforme des allocations logement avec les autres mesures.

Effets désincitatifs potentiels de trois réformes

Source : Calculs de l’auteur.

Comme on l’a indiqué précédemment, il est important de distinguer les couples mariés et concubins dans le cas de la PPE. Les 4 000 ménages du tableau 9 pour lesquels le plafonnement familial découragerait l’activité de l’épouse sont intégralement des couples mariés. Parmi les 15 % de concubins, la réforme n’a aucun effet désincitatif et contribue au contraire au retour à l’emploi à plein temps de 4 000 femmes (sur les 18 000 femmes incitées à reprendre une activité pleine).

Enfin, l’effet du plafonnement ne joue que sur les ménages dont le mari travaille et est éligible à la PPE. Parmi les 8,6 % de ménages où l’homme est inactif, aucun effet désincitatif n’apparaît, et la prime encouragerait au contraire la reprise d’activité pleine (resp. partielle) de 2 200 femmes (resp. 1 100).

Conclusion

Notre étude s’est concentrée sur l’activité des femmes mariées et concubines en France et sur les effets potentiels de diverses réformes d’aide au retour à l’emploi. En premier lieu, on s’est demandé dans quelle mesure le conditionnement de ces aides au niveau de ressource du ménage décourageait l’activité des femmes dont le mari travaille. La réponse est très claire, malgré la grande imprécision des prédictions du modèle. Le plafond d’éligibilité de la PPE version 2003 est suffisamment élevé pour que ces effets restent limités, contrairement à une réforme de type ACR qui désinciterait plusieurs dizaines de milliers de femmes à travailler.

Bien évidemment, l’approche retenue est soumise à deux ensembles de critiques. Le premier est d’ordre technique et relève du choix d’un modèle purement d’offre de travail. La prise en compte des contraintes sur les choix réels, et notamment le temps partiel subi n’est que très approximatif et le modèle prédit d’ailleurs mal le choix d’un mi-temps. Ce défaut est partagé avec les autres études françaises dans le domaine. La distinction entre inactivité volontaire et involontaire pourrait en revanche être mieux prise en compte mais nous nous en remettons pour cela aux équipes de microsimulateurs utilisant d’autres bases de données que l’enquête Budget des Ménages.

Le deuxième type de critique concerne les limites de l’approche microéconométrique. Les réactions comportementales obtenues donnent clairement une borne haute des effets que l’on peut attendre des mesures étudiées [16]. Il est certain que le bon sens nous dit qu’une mesure comme la PPE, même dans sa nouvelle version, aura un impact beaucoup plus faible voire nul. Ceci ne tient pas seulement à la petitesse de la mesure — prise en compte dans le calcul coût-bénéfice proposé ici — mais également à son mode d’administration, c’est-à-dire son paiement sous forme de crédit d’impôt, donc différé de plus d’un an par rapport à la décision d’offre de travail. Cette critique n’enlève pas moins l’intérêt de l’approche économétrique lorsque l’on compare les effets potentiels des différents types d’aide au retour à l’emploi, en raisonnant en terme purement monétaire, abstraction faite du mode d’application des mesures.

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NOTES

[1]

Lhommeau et Murat (2001) utilisent INES pour comparer la PPE aux autres volets de la réforme 2000 (réduction d’impôt sur trois ans et réforme des allocations logement dans le secteur locatif) et détaillent de façon instructive la répartition de la PPE à travers les niveaux de revenus et les types d’emploi. En simulant des variantes de la PPE avec MYRIADE, Legendre, Lorgnet et Thibault (2001) suggèrent qu’il est difficile de réorienter plus spécifiquement le bénéfice de la PPE vers les faibles revenus.

[2]

Voir Bargain et Terraz (2003) pour une analyse détaillée.

[3]

À notre connaissance, seuls Laroque et Salanié (2002) (voir également la variante de Choné, 2001), Gravel et al. (2002) et Fugazza et al. (2003) proposent une modélisation des comportements d’offre de travail couplée à une simulation de la fiscalité. Gurgand et Margolis (2001) estiment des salaires potentiels pour les bénéficiaires du RMI.

[4]

Certains travaux ont montré dans quelle mesure la PPE était optimale par rapport à un barème fiscal optimal dérivé d’un modèle à la Mirlees, sous certaines hypothèses concernant les préférences sociales (voir Bourguignon, 2001, et Trannoy et al., 2002). Ce type d’analyse concerne cependant essentiellement les individus, et semble difficilement transposable aux ménages et à la double activité des couples.

[5]

Notons qu’il est maintenant habituel de se concentrer sur l’activité féminine, que l’on sait plus élastique — du moins en terme de participation — aux changements du système socio-fiscal. En France, on observe une variance plus importante des heures de travail chez les femmes, le travail féminin étant sociologiquement reconnu plus sensible à la présence d’enfants, au fait que le revenu des épouses est encore parfois considéré comme un apport secondaire de ressources, etc.

[6]

Voir l’étude de Anne et L’Horty (2002).

[7]

Le RMI est un montant forfaitaire, fonction de la taille familiale, que l’on ampute de tout revenu supplémentaire. Avec les mesures d’intéressement, le revenu du travail d’un Rmiste n’est pas déduit du montant de base pendant les trois premiers mois de reprise d’activité puis ne l’est qu’à 50 % pendant les neuf mois suivants. Voir l’analyse de Fleurbaey et al. (1999).

[8]

Blundell et al. (2000) suppose une relation déterministe entre le nombre d’heures travaillées et le nombre d’heures de garde, estimée sur un sous-échantillon de ménages. Cet aspect est crucial au Royaume-Uni dans la mesure où les coûts de garde sont très élevés et où l’article analyse la composante du WFTC liée à ce coût (childcare tax credit). Il l’est peut-être un peu moins en France, et les données de l’enquête Budget des Familles sur le coût de garde sont de toute façon trop peu fiables pour procéder à une estimation. La spécification retenue ici prend néanmoins en compte cet aspect, dans la mesure où le coût au travail varie avec le nombre d’enfants entre 0 et 2 ans, à savoir les enfants n’allant pas encore à la maternelle et pouvant engendrer un coût proportionnel au temps de travail de la mère.

[9]

Cette hypothèse est généralement faite dans la littérature sur l’offre de travail. Les rares exceptions sont Moffit (1984), Tummers et Woittiez (1991) et Ilmakunnas and Pudney (1990).

[10]

L’Enquête Emploi de l’INSEE fournit une variable « souhaiteriez-vous travailler plus ? » qui pourrait s’avérer utile dans le cas des femmes à temps partiel.

[11]

Les déclarations d’heures désirées sont utilisées dans Van Soest et al. (1990), Callan et Van Soest (1996) et Euwals et Van Soest (1999).

[12]

Les auteurs ne souhaitent pas aller plus loin et extrapoler ensuite, comme le font Laroque et Salanié (2000), les types de non-emploi subis, à savoir classique (productivité trop faible par rapport au SMIC) ou « résiduel » (keynésien et frictionnel). Ceci semble en effet de nature plus acrobatique vu le peu d’informations disponibles pour identifier de façon robuste chaque module du modèle complet.

[13]

Ce chiffre est cependant beaucoup plus plausible que les montants annoncés dans Bourguignon et Magnac (1990). La raison principale est que la contrainte sur le temps partiel est explicitement prise en compte ici. Lorsqu’on l’ignore, le coût au travail absorbe une partie de ces effets, conduisant à des montants moyens invraisemblables.

[14]

La différence entre coût réel (différence de revenu disponible agrégé sur l’ensemble des ménages, avant et après réforme) et coût apparent (somme des montants alloués par chaque réforme) vient des possibles interférences entre les différents instruments. La plus flagrante concerne la ristourne de CSG : la différence entre coût réel et coût apparent vient pour 48 % de la baisse des allocations logement et pour 43 % de la hausse de l’impôt dues à la diminution de CSG. En effet, le revenu imposable et la base ressource de l’allocation logement augmentent puisque le revenu net s’accroît du fait d’une baisse de CSG.

[15]

La première concerne le statut des adultes. Il s’agit d’un montant additionnel de 78 euros si la personne éligible est parent seul ou appartient à un couple monoactif (au sens de l’activité défini ci-dessus) et si Ye < 2S. Ce montant forfaitaire décroît ensuite au taux de 5,5 % jusqu’à s’annuler lorsque Ye = 2,13S. La seconde majoration dépend des enfants : 31 euros par enfant à charge (62 pour le premier enfant des parents seuls) pour tout ménage éligible. Pour les ménages monoactifs (resp. parents seuls) éligibles mais dans la tranche 1,4S – 2,13S, la majoration de 31 euros (resp. 62 euros) n’intervient que pour le premier enfant.

[16]

À condition de croire à l’approximation proposée par un modèle statique, ne prenant pas en compte les interactions à l’intérieur du ménage et intégrant de façon limitée les contraintes dues à la demande et aux institutions.

Dossier : Réformer la Prime pour l'emploi ?

no 88 2004/1

Aides au retour à l’emploi et activité des femmes en couple

Olivier Bargain Fédération Jourdan et DELTA (Unité jointe ENS – CNRS – EHESS)

Microsimulation et offre de travail

Estimation du modèle

Simulation des réformes

Conclusion

BIBLIOGRAPHIE

NOTES

n^o 88 2004/1