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Economie & prévision
La Doc. française

I.S.B.N.sans
250 pages

p. 79 à 102
doi: en cours

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n° 160-161 2003/4


Discipline > Revue > Sommaire > Article
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2003 Économie et Prévision

L’influence de la PPE sur l’activité des femmes en France : une estimation à partir du modèle Ines

Marco Fugazza  [(*)] Sylvie Le Minez  [(*)] Muriel Pucci  [(*)]
Résumé de l'article
L’objet de cet article est d’évaluer, grâce à l’estimation d’un modèle structurel, la sensibilité de l’offre de travail des femmes en France à la Prime pour l’emploi (PPE). L’offre de travail des femmes est discrète et maximise l’utilité du ménage sous contrainte budgétaire compte tenu de leurs chances de trouver un emploi. Le revenu disponible du ménage pour chaque horaire de travail est évalué à l’aide du modèle de microsimulation Ines, qui impute sur barème les transferts socio-fiscaux de la législation française aux ménages des enquêtes Revenus fiscaux de l’Insee. L’élasticité de l’offre de travail au revenu d’activité est estimé à 0,3 pour les femmes isolées et 0,8 pour les femmes en couple et l’impact de la PPE demeure limité.Mots-clés : offre de travail, microsimulation, prime pour l’emploi . The sensitivity of the female labour market in France to the prime pour l’emploi (earned income tax credit) is estimated using a structural model. The supply of female labour is discrete and maximises the utility of households with restricted budgets, taking into account women’s chances of finding work. Households’available income for each set of working hours is estimated using the Ines microsimulation model, which assigns scaled statutory tax and benefit transfers to the households in the Insee Taxable Income Survey. The elasticity of labour supply to earned income is estimated to be 0.3 for single women and 0.8 for women with partners, and the prime pour l’emploi has relatively little impact. Keywords : labour supply, microsimulation, earned income tax credit .
Plan de l'article
Cet article n’engage que les auteurs et non pas leur administration.
L’objet de cet article est d’évaluer, grâce à l’estimation d’un modèle structurel, la sensibilité de l’offre de travail des femmes en France à la Prime pour l’emploi (PPE). L’offre de travail des femmes est discrète et maximise l’utilité du ménage sous contrainte budgétaire compte tenu de leurs chances de trouver un emploi. Le revenu disponible du ménage pour chaque horaire de travail est évalué à l’aide du modèle de microsimulation Ines, qui impute sur barème les transferts socio-fiscaux de la législation française aux ménages des enquêtes Revenus fiscaux de l’Insee. L’élasticité de l’offre de travail au revenu d’activité est estimé à 0,3 pour les femmes isolées et 0,8 pour les femmes en couple et l’impact de la PPE demeure limité.
L e s m o d è l e s d e m i c r o s i m u l a t i o n s t a t i q u e s permettent de simuler diverses législations des prélèvements et prestations monétaires affectant le revenu disponible des ménages, sur un échantillon représentatif à un instant donné de l’ensemble de la population, et d’évaluer les coûts budgétaires et les effets redistributifs ex ante des variantes étudiées. S’appuyant sur des données individuelles, ils prennent en compte toute l’hétérogénéité des configurations familiales et de ressources des ménages. Le modèle de microsimulation Ines, développé conjointement par la Drees et l’Insee, est un modèle de ce type qui s’appuie sur les enquêtes Revenus fiscaux de la Direction générale des impôts et de l’Insee. Les évaluations ex ante des coûts budgétaires et des effets redistributifs des réformes simulées ne sont cependant menées qu’au “1er ordre” tant qu’elles n’intègrent pas les réactions des agents aux changements de législation (Chambaz et Le Minez, 2003). Il peut pourtant s’avérer utile de modéliser de telles réactions, certaines mesures pouvant avoir d’importants effets incitatifs (cas de l’Allocation parentale d’éducation par exemple ; Piketty, 1998). Pour ce faire, il faut recourir à une modélisation structurelle des comportements qui rende compte de manière explicite des phénomènes endogènes de décision des individus. Dans le cas des comportements d’activité, la modélisation peut s’appuyer sur une grande variété d’hypothèses et de formalisations, comme en témoigne l’abondante littérature sur l’offre de travail. Dans cet article, nous présentons une version enrichie du modèle Ines, dans laquelle les comportements d’offre de travail des femmes en couple ou des femmes isolées sont endogénéisés suivant l’approche de Duncan et Ma cC r ae (199 9). C ette pre m iè re expé r ienc e d’endogénéisation demeure partielle : le champ est restreint et seul le comportement d’offre de travail des femmes est modélisé; les frais de garde d’enfants n’ont pu être explicitement pris en compte dans les coûts liés à l’emploi ; certains aménagements spécifiques pour mieux adapter le modèle à la situation française restent à faire (prise en compte du temps partiel contraint par exemple).
Au cours de ces dernières années, plusieurs mesures ont été mises en œuvre dans le but de soutenir les bas revenus et d’encourager le retour à l’emploi : plan triennal de réduction de l’impôt sur le revenu ; instauration en 2001 de la prime pour l’emploi (PPE) à destination des personnes ayant de faibles revenus d’activité ; réforme des allocations de logement en 2001-2002 ; réforme des dégrèvements de la taxe d’habitation en 2000 ; amélioration des possibilités de cumul temporaire entre minima sociaux et revenus d’activité. Le modèle Ines n’est pas à même d’étudier ce dernier aspect, présent dans plusieurs d e s r é f o r m e s m i s e s e n œu v r e : l’h o r i z o n implicitement retenu est celui du long terme et les phénomènes transitoires n’y sont pas modélisés [1].
Les effets redistributifs ex ante de la PPE ou de variantes, avant prise en compte des changements de situations qui peuvent en résulter, ont d’ores et déjà é t é a n a l y s é s a u m o y e n d e m o d è l e s d e microsimulation (Lhommeau et Murat, 2001a et 2001b; Legendre et alii, 2001 et 2002). Ils s’avèrent assez limités en raison du faible montant de la prime mais aussi parce que la PPE s’adresse aux ménages comportant au m oins un actif [2] et bénéficie finalement peu aux ménages les plus modestes. Par ailleurs, plusieurs analyses de la variation du revenu disponible et des taux marginaux effectifs [3] de prélèvement en cas de reprise d’emploi ont permis de r e n d r e c o m p t e d e s i n c i t a t i o n s f i n a n c i è r e s engendrées par la PPE [4]. Concernant l’impact de la PPE sur l’offre de travail, les se uls travaux disponibles jusque récemment étaient ceux de Laroque et Salanié (1999-2003). Ces derniers proposent une modélisation complexe de l’offre de travail des femmes âgées de 25 à 49 ans qui intègre les salaires de réservation, la désutilité du travail, la productivité des agents et la contrainte du Smic et permettent de distinguer différentes formes de non-emploi (chômage classique, keynésien ou frictionnel) [5]. Ils tiennent également compte du temps partiel contraint. Leur analyse est statique et de long terme et, même si elle comprend des aspects relatifs à la demande du travail, elle n’est pas “bouclée” et n’intègre pas d’effets retours sur la distribution des productivités et des salaires. Laroque et Salanié simulent l’instauration de la PPE dans le cadre législatif de l’année 1999. Leurs estimations indiquent que les effets incitatifs sur l’offre de travail des femmes sont de faible ampleur mais que des femmes actuellement en emploi à temps complet seraient incitées à réduire leur temps de travail.
La modélisation de l’offre de travail que nous adoptons est présentée dans la première partie de l’article : relativement à l’analyse de Laroque et Salanié, les raisons du non-emploi ne sont guère explicitées et le choix du temps de travail est supposé non- contraint mais la spécification des préférences est plus riche, privilégie les déclarations spontanées des personnes sur leur situation d’activité et tient compte de l’existence de coûts fixes liés à la prise d’un emploi. Par ailleurs, la simulation de la contrainte budgétaire des agents avant et après r é f o r m e s, q u i s ’a p p u i e s u r l e m o d è l e d e microsimulation Ines, est nettement plus précise (deuxième partie). Les résultats de l’estimation du modèle d’offre de travail sont présentés dans la troisième partie et les effets potentiels sur l’offre de travail de différentes variantes de la PPE, parmi lesquelles l’individualisation ou la déproratisation totale de la prime, sont analysés dans les quatrième et cinquième parties. Compte tenu de la modélisation adoptée, il est vraisemblable que les estimations avancées constituent des fourchettes hautes de la réaction des femmes aux changements de législation simulés.
 
Le modèle structurel d’offre de travail
 
 
Le modèle utilisé dans cette étude est largement inspiré des travaux de Duncan et MacCrae (1999) et de Blundell et alii (2000). L’offre de travail des femmes résulte de la maximisation d’une fonction d’utilité du ménage sous contrainte budgétaire. Les femmes peuvent choisir leur temps de travail hebdomadaire parmi un ensemble discret d’horaires en tenant compte de coûts fixes liés à la prise d’un emploi (coûts de transport par exemple) et de leurs chances de trouver un emploi si elles se portent sur le marché du travail. Nous assimilons dans cette première version du modèle les horaires observés des femmes en emploi aux horaires choisis, sans tenir compte du fait que certaines femmes employées à temps partiel préféreraient travailler à temps complet.
Présentation du modèle
L’utilité (ou le bien-être) du ménage dépend de sa consommation totale, du temps de loisir de chacun de ses membres et de la configuration familiale, en particulier du nombre et de l’âge des enfants. Nous supposons ici pour simplifier que l’offre de travail du conjoint éventuel est fixée et que la seule variable de choix est l’offre de travail de la femme [6] : on notera h s a d u r é e h e b d o m a d a i r e. O n s u p p o s e e n f i n traditionnellement que les préférences du ménage sont monotones et convexes. Le modèle étant statique, le ménage dépense l’intégralité de son revenu Y.
· La fonction d’utilité retenue pour les estimations est de la forme quadratique ci-dessous :
· Les caractéristiques du ménage influencent l’utilité marginale du revenu et celles des horaires de la f e m m e. P o u r s i m p l i f i e r, o n s u p p o s e q u e l’hétérogénéité observable des préférences [7] peut être négligée pour les termes croisés et les termes d’ordre 2. On suppose ainsi :
· On suppose ici que les horaires disponibles sur le marché du travail sont en nombre fini et que le ménage doit opérer des choix discrets d’offre de travail : h ∈ { , , , , }0 10 20 30 39. Le choix d’horaires discrets est couramment effectué dans ce type d’a n a l y s e p o u r d e u x r a i s o n s. D’u n e p a r t, l’e stim a tion d’un m odèle de choix d’heur es continues est délicate car le revenu disponible est une fonction fortement non-linéaire du revenu d’activité [8]. D’autre part, les contrats de travail proposés par les employeurs correspondent le plus souvent à un ensemble d’horaires fini (plein temps, 80 %, mi-temps).
· Le revenu disponible Y du ménage s’écrit :
  • wh désigne le salaire perçu par la femme ;
  • R comprend le revenu salarial du conjoint éventuel ou des autres membres du ménage et les revenus non salariaux du ménage ;
  • T( w, h, R; X) est le montant des prélèvements nets des transferts sociaux, qui dépendent du salaire de la femme wh, des autres revenus du ménage R (comme par exemple l’impôt sur le revenu et les prestations sous condition de ressources), de la durée de travail de la femme, h (comme par exemple la prime pour l’emploi ou l’allocation parentale d’éducation) et de l’e n s e m b l e d e s c a r a c t é r i s t i q u e s s o c i o - démographiques du ménage notées X;
  • FC(Z) enfin représente les coûts fixes individuels l i é s à l’e m p l o i p o u r u n e f e m m e d o n t l e s caractéristiques sont notées Z (les coûts fixes sont nuls pour h=0).
· Les décisions optimales du ménage peuvent se ramener au choix discret de la durée de travail de la femme, h, qui maximise l’utilité sachant que le ménage consomme l’intégralité de son revenu :
max ( , )U Y h sachant h
Par souci de simplification, on écrit :
Ce choix peut être décrit par un Logit polytomique : on suppose que les préférences sont affectées par une composante aléatoire ε contingente à la durée h. HDD Les perturbations ε sont indépendamment et HD identiquement distribuées selon une loi à valeurs extrêmes de type loi de Gompertz. Elles permettent d e r e n d r e c o m p t e d’u n e h é t é r o g é n é i t é d e s préférences associées à chaque horaire de travail : pour un même revenu disponible associé à l’emploi et une même configuration familiale, certaines femmes souhaiteront occuper cet emploi et d’autres non, les premières valorisant par exemple davantage le statut social lié à l’emploi.
L a p r o ba bi l it é q ue l’h o r a i r e hm s oi t c ho i si conditionnellement aux caractéristiques X et Z du ménage s’écrit donc :
· Le montant des coûts fixes supportés par les femmes en emploi est supposé dépendre des caractéristiques du ménage, en particulier du nombre d’enfants et de la localisation qui influence probablement les coûts de transports liés à l’emploi. Ce terme de coûts fixes ne peut cependant pas être interprété comme un coût de garde d’enfants qui varierait en fonction du temps de travail de la femme. Dans ce modèle, on peut néanmoins considérer qu’une part fixe (indépendante du temps de travail) du coût de garde est capturée par le terme CF et que la part variable du coût de garde est estimée dans les termes de désutilité du travail (β notamment). h Comme dans la modélisation de Callan et Van Soest (1996), on suppose que les coûts fixes ne comportent pas de composante aléatoire. Ils s’écrivent donc FC Z= γ, où Z est l’ensemble des caractéristiques retenues. Rappelons que, par définition, ces coûts fixes sont nuls si l’individu i ne travaille pas.
La prise en compte des coûts fixes permet de distinguer, parmi les femmes qui ne cherchent pas d’emploi, certaines qui préféreraient a priori l’emploi à l’inactivité mais qui, en raison de coûts fixes trop élevés comparativement aux revenus espérés, sont dissuadées de chercher un emploi.
Parmi les femmes souhaitant travailler en dépit des coûts fixes liés à l’emploi, certaines trouveront effectivement un emploi et d’autres resteront au c h ô m a g e, o u n o n - e m p l o i i n v o l o n t a i r e. L e non-emploi involontaire est modélisé ici suivant la stratégie adoptée par Blundell et alii (1987), laquelle s’appuie sur une équation d’emploi de la forme réduite suivante : E XE = +δ η, où E est la variable latente d’un modèle Probit. La variable I vaut 1 si la femme est en emploi (soit E ≥ 0) et 0 si elle est en non-emploi involontaire (E<0), δ est le vecteur des paramètres, X représente les variables supposées E affecter la probabilité d’être en emploi et η est un terme d’erreur gaussien d’espérance nulle. La probabilité d’être en non-emploi pour une femme de caractéristiques X qui cherche du travail s’écrit E a lo r s : Pr ( | ) ( )I X X= = −0 1 Ï• δ, o ù Ï• e st l a E E fonction de répartition de la loi normale centrée réduite.
Mise en œuvre du modèle
· Les femmes en emploi sont réparties en fonction de leur horaire déclaré à l’enquête Emploi de mars 1997, en considérant que les durées de travail hebdomadaires effectives peuvent être associés à des horaires discrets hD ∈ { ,,,, }0 10 20 30 39 selon la règle suivante :
hD = 0 si h∈ [ , [0 5
hD = 10 si h∈ [ , [5 15
hD = 20 si h∈ [ , [15 25
hD = 30 si h∈ [ , [25 35
hD = 39 si h ≥ 35
En l’absence de modélisation du temps partiel “subi”, on suppose que l’horaire observé est celui qui maximise l’utilité du ménage [9]. Conditionnellement aux caractéristiques de son ménage, la probabilité d’une femme d’être en emploi à hm heures s’écrit ainsi :
· Pour qualifier l’état des femmes qui ne travaillent p a s, n o u s n o u s s o m m e s a p p u y é s s u r l e u r s déclarations spontanées aux questions des enquêtes Emploi de mars 1997 et de mars 1998, à savoir le souhait de travailler, la recherche d’emploi et la situation de chômage, d’emploi ou d’inactivité (notions au sens du recensement), ces informations ayant été recoupées avec soin (annexe 1).
Les non-participantes sont les femmes inactives ou déclarant qu’elles ne souhaitent pas travailler. Leur niveau d’utilité maximal correspond à l’inactivité, même si elles ne devaient supporter aucun coût fixe lié à la prise d’un emploi. La probabilité d’être non-participante s’écrit alors :
Les travailleuses dissuadées déclarent d’un côté qu’elles souhaitent travailler et de l’autre qu’elles ne cherchent pas d’emploi. Dans la formalisation adoptée, leur niveau d’utilité en ne travaillant pas est supérieur au niveau d’utilité en emploi uniquement en raison des coûts fixes inhérents à l’occupation d’un emploi. La probabilité pour une femme d’être dissuadée de chercher un emploi s’écrit donc de la manière suivante :
Les femmes en non-emploi involontaire quant à elles sont les femmes au chômage ou celles qui déclarent chercher un emploi. Elles souhaitent travailler malgré la présence de coûts fixes, mais ne trouvent pas d’emploi [10]. La probabilité d’être dans cet état s’écrit donc :
Une alternative aurait consisté à différencier les femmes sans emploi à l’aide d’un modèle théorique sous-jace nt reliant par exemple la recherche d’emploi à un salaire de réservation et au salaire espéré (Laroque et Salanié, 2003).
 
L’a p p o r t d u m o d è l e d e m i c r o simulation Ines
 
 
Brève présentation du modèle
La méthode de microsimulation consiste à appliquer la législation socio-fiscale à un échantillon de ménages représentatifs de la population française. L’u s a g e d e c e t y p e d e m o d è l e s s ’a v è r e particulièrement pertinent pour confronter des variantes de législation ou détailler les mécanismes redistributifs d’une législation. Le modèle Ines est un modèle de type statique qui repose sur les données annuelles de l’enquête Revenus fiscaux produite par appariement des fichiers fiscaux de déclarations d’impôt sur le revenu la Direction générale des impôts (DGI) et des enquêtes Emploi de l’Insee [11]. La version du modèle utilisée ici s’appuie sur un é c h a n t i l l o n d’e n v i r o n 4 5 0 0 0 m é n a g e s, correspondant à 111 000 individus et 53 000 foyers f i s c a u x. À c ô t é d e s r e n s e i g n e m e n t s s o c i o - démographiques fournis par les enquêtes Emploi, les fichiers fiscaux de la DGI permettent de connaître le détail des revenus primaires des membres de chaque foyer fiscal ainsi qu’une série d’informations particulièrement riches sur la composition du ménage, la présence de personnes handicapées ou d’enfants scolarisés, et certaines catégories de dépenses ouvrant droit à des déductions ou des réductions d’impôt (frais de grade d’enfants par exemple). La richesse de ces informations permet d’imputer de manière fine les prélèvements et prestations existants ou envisagés en variante.
Les dernières données disponibles au moment de la réalisation de cette étude étant celles de l’enquête Revenus fiscaux de 1997 alors que la législation étudiée est celle de 2001, les revenus primaires et la structure de la population ont dû faire l’objet d’une actualisation : la structure de la population est calée sur celle de l’enquête Emploi de mars 2001, selon d iff é r e nt s c r it è r e s s oc io - dé m og r a ph iq ue s e t économiques, et les revenus fiscaux sont actualisés de manière à reproduire les taux de croissance globaux des revenus catégoriels [12].
L e s p r e s t a t i o n s f a m i l i a l e s, s o c i a l e s e t l e s prélèvements au titre de l’année 2001 sont calculés sur barèmes à partir de cette enquête actualisée. Pour la plupart des prestations familiales et pour les aides au logement, le barème de juillet 2001 est appliqué aux revenus de l’année 2000. L’impôt sur le revenu et la PPE pour 2001 sont calculés sur la base des revenus de 2000 et les minima sociaux sur la base des revenus de 2001. Le revenu disponible en 2001 est la somme du revenu initial (revenus d’activité et de remplacement [13], revenus du patrimoine) et des tr a n sf e r ts ( f on c tio n d e la s itu a ti on so c ia l e, économique et familiale des ménages) nets des prélèvements sociaux (CSG, CRDS) et de l’impôt au titre des revenus de l’année précédente [14]. Le schéma ci-dessous présente la version du modèle Ines utilisée dans cette étude de manière synthétique et indique l’ordre dans lequel les imputations sont réalisées pour parvenir à la reconstitution du revenu disponible et de sa composition [15]. Pour la plupart des transferts, la marge d’erreur des effectifs bénéficiaires et des masses financières est de moins de 5 % par rapport aux données officielles (annexe 2).
Définition pré cise d u ch amp de l’étu de e t caractérisation des revenus des femmes selon qu’elles aient ou non un emploi
L’objet de l’étude étant la sensibilité de l’offre de travail des femmes aux changements de législation, le travail porte sur un champ restreint, à savoir :
  • les ménages dont la personne de référence ou son conjoint éventuel est une femme : il est en effet difficile d’identifier la situation familiale des autres femmes du ménage en âge de travailler ;
  • les ménages doivent (potentiellement) être concernés par le marché du travail salarié : on élimine ainsi les ménages dans lesquels la femme ou son conjoint éventuel ont plus de 60 ans ou sont étudiants ; de même, on exclut les ménages dans lesquels la femme est fonctionnaire ou retraitée et ceux dans lesquels la femme et son conjoint éventuel ont des revenus d’activité non salariale ; enfin, les ménages dans lesquels la femme est titulaire d’une carte d’invalidité sont également hors champ ;
  • certains individus ont plus d’une déclaration fiscale dans l’année quand un événement familial est survenu au cours de l’année (mariage, divorce, décès de l’un des conjoints) ; simuler un changement de situation d’emploi pour ces personnes nécessiterait au minimum de connaître la date de l’événement, ce qui n’est pas le cas ; de plus, de tels événements peuve nt ê tre c orré lés à de s change m ents de comportement d’activité. Les ménages dont les individus figurent sur plus d’une déclaration fiscale dans l’année sont donc exclus du champ.
Schéma de
Schéma de présentation du modèle InesIMGIMGSchéma de présentation du modèle InesIMGIMF
Le champ ainsi constitué est composé de 15 273 ménages, correspondant à 12 376 femmes en couple et 2 897 femmes isolées, dont les deux tiers sont en em ploi salarié (table au 1). Ces observations représentent environ 8,16 millions de ménages dont les principales caractéristiques sont brièvement décrites ci-après.
Environ trois quarts des femmes isolées et deux tiers des femmes en couple du champ occupent un emploi. Les fem mes en em ploi sont en généra l plus diplômées, un peu plus jeunes et moins souvent mères de famille et les différences en termes de niveaux de diplôme et de présence d’enfants sont plus accusées parmi les femmes isolées que parmi les femmes en couple. Globalement, le niveau de vie annuel des femmes isolées est inférieur à celui des femmes en couple. Dans le cas des femmes en emploi, que ce soit avant ou après transferts et prélèvements, les niveaux de vie des femmes isolées sont en moyenne environ 22 % plus faibles que ceux des f em m es en c ouple. P our les f em m es en non-emploi, l’écart de niveau de vie initial est très important entre isolées et femmes en couple (celui des isolées ne s’élevant en moyenne qu’à 28 % de celui des femmes en couple, dont le conjoint dans 90 % des cas est apporteur de revenus d’activité) et s’atténue en partie seulement suite aux transferts et prélèvements (celui des isolées représentant in fine 53% de c elui des fe m me s en couple ). Dans l’ensemble, les transferts nets de prélèvements contribuent donc davantage au niveau de vie des femmes isolées qu’à celui des femmes en couple : les aides à la famille et à la scolarité représentent une part plus importante du niveau de vie des femmes isolées et cette différence est encore plus marquée pour les minima sociaux et les aides au logement en location. Dans les deux configurations familiales, les taux de prélèvements sont plus importants et les prestations sont plus faibles quand la femme travaille. Ce phénom ène est particulièrem ent marqué pour les femmes isolées dont les revenus initiaux lorsqu’elles n’ont pas d’emploi sont souvent si faibles que les aides à la famille, les minima sociaux et les allocations de logement constituent l’essentiel de leur ressources. Pour les femmes en couple, les différences sont atténuées bien que les femmes sans emploi soient plus souvent mères et perçoivent donc davantage d’allocations familiales (prestation sans condition de ressource) que celles qui travaillent.
Les aménagements de l’architecture d’Ines à concevoir pour intégrer l’offre de travail des femmes
Le modèle postulé nécessite de définir, pour chacune de s fe mm es isolées ou en couple, le revenu disponible selon les cinq configurations d’activité envisagées : non-emploi, emploi toute l’année à raison de 10,20,30 ou 39 heures hebdomadaires. La première étape consiste donc à déterminer le revenu salarial imposable correspondant à chaque situation. Cela requiert en particulier de connaître le salaire qu’obtiendraient les femmes sans emploi si elles en occupaient un. Suivant Duncan and MacCrae (1999), nous faisons l’hypothèse d’une distribution des salaires offerts exogène et estimons séparément le salaire espéré et le choix du temps de travail, ce qui revient à négliger l’endogénéité du salaire dans les préférences. Idéalement, le choix de participer devrait être modélisé conjointement au salaire espéré : si la décision de se porter sur le marché du travail dépend du niveau du salaire attendu, le salaire offert par les entreprises peut lui aussi dépendre de caractéristiques individuelles influençant l’offre de travail. Il existe différentes façons de prendre en compte ce biais d’endogénéité (Bloemen et Kapteyn, 1993). Parmi les solutions envisageables, il est également possible de faire appel à une technique d’intégration numérique. Laroque et Salanié (2003) procèdent de la sorte : ils estiment en effet avec le même logiciel (Gauss) leur modèle d’offre de travail et le revenu disponible des ménages pour chaque niveau de salaire. Ceci leur permet de prendre en compte l’existence d’une corrélation entre les facteurs inobservés du taux de salaire et ceux des préférences. Pour notre part, le revenu disponible associé à chaque niveau de salaire et à chaque choix d’horaire est estimé à l’aide d’Ines qui est développé sous Sas tandis que l’estimation du modèle d’offre de travail nécessite l’usage du logiciel Gauss. Nous ne pouvons donc pas mettre en œuvre pour l’instant c ette te chniqu e d’inté gra tion num ér ique qui nécessiterait de transcrire l’intégralité du modèle Ines dans le langage Gauss. Les équations de taux de salaire sont donc estimées indépendamment du modèle d’offre. Elles sont présentées dans la troisième partie.

Tableau 1
description du champ de l’étude
IMGIMGTableau 1 : description du champ de ...IMGIMF
Tableau 1 : description du champ de l’étude ( Entre parenthèses figurent les écarts types des nombres d’unités de consommation) Ensemble des ménages Couples Femmes isolées e Ensemble La femme La femme La femme La femme est La femme La femm a unemploi est sansemploi Ensemble a unemploi sans emploi Ensemble a unemploi est sansemploi Effectif observé 15 273 9 634 5 639 12 376 7 480 4 896 2 897 2 154 743 Effectif pondéré 8,16 M 5,42 M 2,74 M 6,41 M 4,08 M 2,33 M 1,75 M 1,34 M 0,41 M Nombre moyen d’unités de 1,93 0,82 2,14 2,09 1,99 2,25 1,37 1,31 1,56 consommation (0,65) (0,59) (0,72) (0,60) (0,52) (0,68) (0,53) (0,48) (0,61) Proportion de ménages danslesquels la femme a un emploi 100,0 66,4 33,6 100,0 63,6 36,4 100,0 76,5 23,5 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001), modèle Ines, calculs Drees. Lecture : L’étude porte sur 15 273 femmes dont 12 376 sont en couple et 2 897 sont célibataires, veuves ou divorcées. Cet échantillon est représentatif d’environ 8 millions de ménages. Le nombre d’unités de consommation est de 1,5 pour un couple sans enfant et de 1 pour une femme seule sans enfant. La troisième ligne montre que les femmes ne travaillant pas ont plus souvent des enfants à charge : le nombre moyen d’unités de consommations est supérieur de 0,26 pour les femmes en couple (0,25 pour les femmes isolées) qui ne travaillent pas que pour celles qui ont un emploi.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001), modèle Ines, calculs Drees.

Le revenu salarial correspondant à chaque durée de travail étant connu et consigné dans les bases de données en input du modèle Ines [16], le calcul du revenu disponible en 2001 fait intervenir l’ensemble d e s p r o g r a m m e s i m p u t a n t s u r b a r è m e s l e s prélèvements et les transferts et nécessite d’enrichir les différentes bases de données d’informations relatives à ces cinq situations. À l’issue de cette exploitation du modèle Ines, on dispose pour toutes les femmes de l’échantillon du revenu disponible quand elles ne travaillent pas et des revenus disponibles lorsqu’elles travaillent à temps partiel (au rythme de 10,20 ou 30 heures par semaine) ou à temps complet. Pour les femmes initialement sans emploi, le revenu disponible associé à l’état de non-emploi découle, après application des barèmes de la législation socio-fiscale de 2001 (cf. infra, 2.1), des revenus primaires déclarés à l’administration fiscale, ceux-ci pouvant comprendre des indemnités de chômage pour une partie d’entre elles (nous avons fait le choix de les conserver). En revanche, pour les femmes initialement en emploi, le revenu disponible associé au non-emploi résulte d’un revenu d’activité bien évidemment nul, mais aussi de revenus de remplacement nuls [17], ce qui revient à supposer que les femmes initialement en emploi ont démissionné lorsqu’elles se retrouvent en non-emploi.
Les revenus des ménages selon la configuration d’activité des femmes
Les incitations financières à prendre un emploi sont très importantes, aussi bien pour les femmes en couple que pour les femmes isolées : 98 % et 94 % d’entre elles respectivement ont un niveau de vie supérieur à celui du non-emploi dans au moins une des quatre situations d’emploi envisagées. Pour la quasi-totalité de ces femmes, les niveaux de vie associés à l’emploi sont d’autant plus élevés que le rythme hebdomadaire de travail est important : l’augmentation du niveau de vie imputable à un revenu d’activité plus élevé l’emporte sur la perte de transferts sous conditions de ressources et le surcroît de prélèvements à acquitter. Ainsi, 37 % des femmes en couple initialement en non-emploi auraient, relativement à leur niveau de vie actuel, un niveau de vie mensuel supérieur d’au moins 450 euros en occupant un emploi à temps plein toute l’année. Elles ne sont que 3 % dans ce cas en travaillant à mi-temps ( 2 0 h e u r e s p a r s e m a i n e ) e t a u c u n e f e m m e initialement en non-emploi ne peut espérer une telle augmentation de niveau de vie en occupant un emploi à temps partiel de très courte durée (10 heures par semaine) [18]. En moyenne, le gain de niveau de v ie q u ’o bt ie nd r a i e n t l e s f e m m e s e n c o u pl e initialement sans emploi si elles travaillaient 10 heures par semaine est positif et représente 65 % du supplément de niveau de vie apporté au ménage par leur revenu d’activité. Ce taux moyen de rétention masque néanmoins d’importantes disparités de situation car environ 30 % de ces femmes subiraient une perte de niveau de vie en raison principalement de la perte d’une APE ou du RMI. Ainsi, seulement 70 % des femmes en couple ne travaillant pas auraient un niveau de vie supérieur au non-emploi en travaillant 10 heures par semaine, 16 % trouveraient un intérêt monétaire à travailler à raison d’au moins 20 heures par semaine, 7 % souhaiteraient travailler au moins 30 heures hebdomadaires et, enfin, 3 % n’auraient une incitation financière à travailler que pour un emploi à temps complet.
La situation est très différente pour les femmes isolées : les effets de seuil des transferts sous conditions de ressources (en particulier l’API pour les mères élevant seules de jeunes enfants) et les faibles niveaux de salaire auxquels elles peuvent prétendre jouent un rôle déterminant sur le choix de l’horaire de travail. Aussi, pour se porter sur le marché du travail, les femmes isolées souhaiteraient, plus souvent que les femmes en couple, des horaires de travail conséquents et cela d’autant plus qu’elles ont des enfants à charge. Dans un peu plus de huit cas su r dix, les f e m m e s isol ée s in itia lem e n t en non-emploi perdent financièrement à prendre un emploi à temps partiel de très courte durée. Cette très forte proportion de femmes isolées n’ayant aucun intérêt monétaire à se porter sur le marché du travail pour d’aussi courtes durées hebdomadaires est surtout le fa it des pe rsonnes en non- em ploi involontaire, une partie d’entre elles touchant des allocations chômage. Néanmoins, si on se restreint a ux se ules f e m m es isolé e s initia lem e nt non participantes ou dissuadées de travailler, plus de la moitié d’entre elles perdent financièrement à travailler 10 heures par semaine (contre un quart des femmes en couple dans la même situation). Quand elles se portent sur le marché du travail, les taux de rétention qu’elles peuvent espérer sont également nettement plus faibles que ceux des femmes en couple (13 % contre 65 % pour un emploi à 10 heures par semaine).
 
L’estimation du modèle
 
 
Le salaire espéré
Comme indiqué dans la première section de la deuxième partie, pour imputer un revenu salarial aux femmes de l’échantillon initialement sans emploi, on estime indépendamment du modèle d’offre de travail le taux de salaire horaire auquel elles peuvent s’attendre. Pour ce faire, on applique un modèle Tobit Généralisé au logarithme du salaire horaire (estimé en deux étapes à la Heckman), afin de tenir compte du biais de sélection lié à l’observation des salaires des seules femmes ayant un emploi. Dans un e pr e m iè r e é ta p e, no us e s tim on s do nc l a probabilité d’être en emploi (modèle Probit) : classiquement, nous la faisons dépendre de l’âge de la femme, de son expérience professionnelle et de son niveau de diplôme, de sa nationalité, du nombre d’enfants en bas âge, des revenus imposables non salariaux du ménage et de la taille de la commune de résidence. Nous enrichissons cette équation de variables contextuelles introduites au niveau du département de résidence, soit le taux de chômage et les places en crèche et en nourrices agréées relativement aux nombres d’enfants concernés dans le d é p a r t e m e n t. C e t t e é q ua t io n e s t e s ti m é e séparément pour les femmes en couple et pour les femmes isolées. Dans le premier cas, on introduit des variables supplémentaires, relatives à l’activité du conjoint (emploi et taux de salaire) et au statut fiscal du couple (couple marié ou non). Dans le cas des femmes isolées, on prend en compte la perception éventuelle d’une pension alimentaire et la situation familiale déclarée à l’administration fiscale (veuve, divorcée ou célibataire). Dans la seconde étape, l’équation de salaire est enrichie du ratio de Mills, qui permet de corriger du biais de sélection évoqué plus haut. La liste des variables explicatives est contrainte par la nécessité de pouvoir ensuite imputer un salaire aux femmes sans emploi. Elle comprend les variables suivantes : l’expérience et son carré, les années de scolarité et leur carré, le niveau de diplôme, la nationalité et la taille de la commune de résidence.
Pour les femmes isolées comme pour les femmes en couple (tableaux 2 et 3), toutes choses égales par ailleurs, le niveau de diplôme est fortement et positivement lié à la probabilité d’être en emploi, tandis que l’âge et l’expérience ne jouent pas. En reva nche, la pr ésenc e d’e nfants e n ba s âge, particulièrement quand ils ont moins de trois ans pour les femmes isolées, réduit fortement la présence en emploi. Les variables contextuelles ont l’effet attendu sur la présence en emploi : un taux de chômage départemental élevé va de pair avec une plus faible probabilité d’emploi. À l’inverse, un taux élevé d’accueil des jeunes enfants, aussi bien en crèches qu’auprès d’assistantes maternelles agréées, conduit à des probabilités plus importantes d’être en emploi et ce davantage pour les femmes en couple que pour les femmes isolées. Pour les femmes en couple, la présence en emploi est moins fréquente quand elles sont mariées (une seule déclaration fiscale [19] ) ou quand leur conjoint ne travaille pas ( app ar iem e nts sé le ctif s ou e ffe t du systè m e socio-fiscal). En revanche, quand le conjoint travaille, plus son taux de salaire est élevé, moins souvent la femme est en emploi. Pour les femmes isolées, la perception d’une pension alimentaire est négativement corrélée à la probabilité d’être en emploi.
Quant aux équations de salaire, les résultats sont conformes à la littérature, si ce n’est que le rendement de l’expérience professionnelle est un peu plus faible que celui qui est généralement reporté dans les estimations. Cela provient en particulier des corrections apportées aux horaires déclarées dans l’enquête Emploi. Sans cette correction qui diminue l’importance des salaires horaires inférieurs au SMIC, les rendements de l’expérience, comme de la scolarité, sont plus élevés.
Ces estimations permettent d’imputer un salaire horaire en 1997 aux femmes isolées et aux femmes en c o u p l e s a n s e m p l o i. E n r a i s o n d e l e u r s caractéristiques, notamment de leur plus faible niveau de diplôme, les salaires horaires potentiels des femmes sans emploi sont en moyenne plus faibles que ceux des femmes en emploi.

Tableau 2
salaires horaires des femmes en couple en 1997
IMGIMGTableau 2 : salaires horaires des fe...IMGIMF
Tableau 2 : salaires horaires des femmes en couple en 1997 Tobit généralisé : estimation en deux étapes portant sur 12 376 femmes en couple dont 7 563 en emploi 1) Équation de présence en emploi (PROBIT) Variables Paramètre Écart type Wald Chi2 Pr > Chi2 Constante 0,8808 0,2132 17,0642 <0,0001 Age-0,0057 0,0076 0,5547 0,4564 BEPC, CAP, BEP 0,3297 0,0316 108,7043 <0,0001 Bac, Bac +2 0,6322 0,0468 182,5321 <0,0001 Diplôme supérieur 0,7022 0,0823 72,7162 <0,0001 Expérience 0,116 0,082 2,001 0,1572 … au carré -0,0438 0,0107 16,8954 <0,0001 Etrangère-0,531 0,049 117,5903 <0,0001 Nombre d’enfants de moins de 3 ans-0,6237 0,0297 440,6943 <0,0001 Nombre d’enfants de moins de 6 ans-0,4094 0,0293 194,5948 <0,0001 Mariée-0,1764 0,0333 28,0312 <0,0001 Emploi du conjoint 1,8436 0,133 192,0545 <0,0001 Taux de salaire du conjoint-0,359 0,0306 137,7694 <0,0001 Revenus fiscaux non salariaux-0,1427 0,0892 2,5594 0,1096 Taux de places en crèche 0,014 0,0038 13,4814 0,0002 Taux de places chez des assistantes maternelles 0,004 0,0017 5,434 0,0197 Taux de chômage-0,0372 0,0053 48,8787 <0,0001 < 5 000 habitants-0,1671 0,0581 8,2819 0,004 5 000 - 20 000 habitants-0,2659 0,063 17,8175 <0,0001 20 000 - 200 000 habitants-0,2654 0,0597 19,7373 <0,0001 > 200 000 habitants hors agglomération de Paris-0,2221 0,0573 15,0449 0,0001 Test Chi2 DF Pr>Chi2 Ratio de vraisemblance 1789 20 <0,0001 Pourcentage de paires concordantes 71,3 2) Équation de salaire (estimation MCO) Variable Paramètre Écart type Student Pr > | t | Constante 2,9057 0,0845 34,39 <0,0001 Expérience 0,335 0,0255 13,14 <0,0001 … au carré -0,041 0,0057-7,14 <0,0001 Scolarité 0,2254 0,1143 1,97 0,0486 … au carré 0,04 0,0425 0,94 0,3467 BEPC, CAP, BEP 0,1235 0,0187 6,6 <0,0001 Bac, Bac +2 0,3403 0,0253 13,46 <0,0001 Diplôme supérieur 0,5931 0,0406 14,61 <0,0001 Etrangère-0,1466 0,0344-4,26 <0,0001 < 5 000 habitants-0,1618 0,0206-7,85 <0,0001 5 000 - 20 000 habitants-0,1913 0,0255-7,5 <0,0001 20 000 - 200 000 habitants-0,2027 0,0225-9,03 <0,0001 > 200 000 habitants hors agglomération de Paris-0,1339 0,0229-5,84 <0,0001 Ratio de Mills 0,0541 0,0342 1,58 0,114 Tests R2 0,1645 Root MSE 0,5292 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 modèle Ines, calculs Drees.

L’estimation du bloc économétrique d’offre de travail
Les revenus disponibles des ménages dans les cinq configurations d’horaires étant définis, il reste à spécifier les variables explicatives du modèle d’offre de travail.
Les variables retenues dans l’estimation sont les suivantes :
  • pour qualifier l’hétérogénéité des préférences vecteur X défini en première section de la première partie) : le nombre d’enfants âgés de moins de 21 ans 0,1,2,3 et plus); la présence d’enfants âgés de moins de trois ans et de trois à six ans; l’âge de la femme; les années de scolarité de la femme après 16 ans et leur carré; pour les femmes en couple, on retient en outre une indicatrice d’emploi du conjoint ;
  • pour la probabilité d’être en emploi (vecteur X ) : E le niveau de diplôme de la femme selon quatre modalités (nul ; diplôme de niveau BEPC, CAP ou BEP; Baccalauréat ou brevet professionnel, Bac +2; Diplôme supérieur à Bac +2) et le taux de chômage départemental [20];
  • pour les coûts fixes liés à l’emploi (vecteur Z) : la présence d’enfants âgés de moins de trois ans et de trois à six ans ; la taille d’unité urbaine en trois modalités (moins de 20 000 habitants ; de 20 000 à 2 000 000 habitants ; plus de 2 000 000 habitants, agglomération parisienne et Paris).

Tableau 3
salaires horaires des femmes isolées en 1997
IMGIMGTableau 3 : salaires horaires des fe...IMGIMF
Tableau 3 : salaires horaires des femmes isolées en 1997 Tobit généralisé : estimation en deux étapes portant sur 2 897 femmes isolées dont 2 171 en emploi 1) Équation de présence en emploi (PROBIT) Variables Paramètre Écart type Wald Chi2 Pr > Chi2 Constante 0,9105 0,5427 2,8148 0,0934 Age 0,00303 0,0155 0,0381 0,8452 BEPC, CAP, BEP 0,4769 0,0699 46,5988 <0,0001 Bac, Bac +2 0,8197 0,103 63,3146 <0,0001 Diplôme supérieur 0,6875 0,1703 16,3043 <0,0001 Expérience 0,1438 0,1703 0,7126 0,3986 … au carré -0,0675 0,0214 9,9258 0,0016 Etrangère-0,1543 0,1273 1,47 0,2253 Nombre d’enfants de moins de 3 ans-0,9967 0,0921 117,219 <0,0001 Nombre d’enfants de moins de 6 ans-0,564 0,0812 48,2265 <0,0001 Veuve-0,0219 0,1529 0,0205 0,8861 Divorcée 0,0331 0,0669 0,2443 0,6211 Revenus fiscaux non salariaux-0,0965 0,359 0,0723 0,7881 Perception d’une pension alimentaire-0,1911 0,0746 6,5658 0,0104 Taux de places en crèche 0,0123 0,0083 2,2002 0,138 Taux de places chez des assistantes maternelles 0,0116 0,0041 7,9214 0,0049 Taux de chômage-0,0447 0,0121 13,595 0,0002 < 5 000 habitants 0,0155 0,1399 0,0124 0,9115 5 000 - 20 000 habitants 0,0373 0,1453 0,066 0,7972 20 000 - 200 000 habitants, -0,1832 0,1354 1,8317 0,1759 > 200 000 habitants hors agglomération de Paris-0,1207 0,1258 0,9213 0,3371 Test Chi2 DF Pr >Chi2 Ratio de vraisemblance 508 20 <0,0001 Pourcentage de paires concordantes 75,8 2) Équation de salaire (estimation MCO) Variable Paramètre Écart type Student Pr > | t| Constante 3,0658 0,1459 21,02 <0,0001 Expérience 0,3293 0,0388 8,49 <0,0001 … au carré -0,0388 0,0087-4,46 <0,0001 Scolarité 0,3268 0,1849 1,77 0,0772 … au carré -0,0359 0,0613-0,59 0,558 BEPC, CAP, BEP 0,1197 0,0352 3,4 0,0007 Bac, Bac +2 0,2884 0,047 6,14 <0,0001 Diplôme supérieur 0,5428 0,0627 8,66 <0,0001 Etrangère-0,1439 0,0596-2,42 0,0158 < 5 000 habitants-0,2726 0,0356-7,67 <0,0001 5 000 - 20 000 habitants-0,1943 0,0391-4,97 <0,0001 20 000 - 200 000 habitants-0,183 0,0314-5,83 <0,0001 > 200 000 habitants hors agglomération de Paris-0,2069 0,0324-6,38 <0,0001 Ratio de Mills-0,1633 0,0684-2,39 0,0171 Tests R2 0,2165 Root MSE 0,468 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 modèle Ines, calculs Drees.

Le modèle est estimé par la méthode du maximum de vraisemblance. Les résultats de l’estimation du modèle sont reportés dans les tableaux 4 à 7 :
  • l’utilité marginale du revenu est positive, sauf pour quelques ménages (erreurs de mesure, spécification de la fonction d’utilité mal adaptée à ces femmes, absence de termes d’hétérogénéité inobservable dans les préférences). La désutilité du travail augmente avec la présence d’enfants en bas âge. Elle est moins importante pour les femmes diplômées que pour les femmes moins diplômées, ainsi que pour les femmes plus âgées. Pour les femmes en couple, elle augmente quand le conjoint a un emploi ;
  • les coûts fixes sont plus élevés quand le ménage a des enfants en bas âge; en revanche, ils ne semblent pas dépendre de la localisation géographique (coefficients non significativement différents de zéro). Les coûts fixes s’élèvent en moyenne à 39 euros par semaine pour les femmes travaillant à mi-temps et à 23 euros par semaine pour celles qui travaillent à temps complet. La différence de ces coûts s’explique par des effets de structure, les femmes employées à temps partiel ayant plus souvent de jeunes enfants ;
  • la probabilité d’emploi est d’autant plus importante que les femmes sont diplômées et que le taux de chômage de leur département de résidence est faible;
  • les R2 généralisés, qui rapportent la variance des probabilités estimées aux probabilités observées d’être dans un des cinq états sur le marché du travail, l i v r e n t l e s e n s e i g n e m e n t s s u i v a n t s : s i l a non-participation et l’emploi à 39 heures semblent relativement bien expliqués par le modèle, il n’en est pas de même de l’emploi à temps partiel, ni même du non-emploi involontaire et du travail dissuadé par l’existence de coûts fixes. Cela laisse penser que l’absence de temps partiel contraint, d’une part, et la grande simplicité de formalisation des coûts liés à la prise d’un emploi, d’autre part, sont des hypothèses trop fortes sur lesquelles les améliorations futures du modèle devront porter ;
  • une estimation de l’élasticité de l’offre de travail peut être obtenue en simulant une augmentation de 10 % des revenus du ménage lorsque la femme est en emploi et en maintenant constant le niveau de revenu du ménage lorsqu’elle ne travaille pas. L’élasticité de l’offre de travail au revenu est ainsi estimée à 0,3 pour les femmes isolées et à 0,8 pour les femmes en couple, soient des valeurs similaires de celles qui ont été obtenues par Laroque et Salanié (2002).

Tableau 4
estimation du modèle d’offre de travail sur le champ des femmes en couple
IMGIMGTableau 4 : estimation du modèle d’o...IMGIMF
Tableau 4 : estimation du modèle d’offre de travail sur le champ des femmes en couple Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Paramètre Ec. type Student Paramètre Ec. type Student Paramètre Ec. type Student 100* αyy-0,0002 0,0001-3,14-0,0001 0,0001-2,23-0,0001 0,0001-2,23 αhh 0,0028 0,0001 38,07 0,0029 0,0001 38,72 0,0029 0,0001 38,72 100* αyh -0,0008 0,0009-0,93-0,0028 0,0006-4,59-0,0028 0,0006-4,59 βy 0,0094 0,0011 8,42 0,0091 0,0009 10,37 0,0091 0,0009 10,37 (un enfant âgé de moins de 21 ans) -0,0018 0,0015-1,23-0,0011 0,0007-1,56-0,0011 0,0007-1,56 (deux enfants âgés de moins de 21 ans) -0,002 0,0009-2,36-0,0013 0,0007-1,88-0,0013 0,0007-1,88 (trois enfants et plus âgés de moins de 21 ans) -0,0032 0,0006-4,91-0,0018 0,0008-2,41-0,0018 0,0008-2,41 (un enfant âgé de moins de 3 ans) 0,0016 0,0008 2,07 0,0012 0,0007 1,57 0,0012 0,0007 1,57 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) -0,0001 0,0002-0,37-0,0005 0,0007-0,68-0,0005 0,0007-0,68 (Scolarité-2)/10-0,0032 0,0044-0,72-0,0021 0,0013-1,63-0,0021 0,0013-1,63 ((Scolarité-2)/10)2 0 0-0,79 0,0002 0,0016 0,11 0,0002 0,0016 0,11 (Age-39)/10-0,0009 0,0008-1,14-0,0012 0,0003-3,60-0,0012 0,0003-3,6 (le conjoint a un emploi salarié) 0,0021 0,0010 2,16 0,0007 0,0008 0,82 0,0007 0,0008 0,82 βy-0,1227 0,0047-26,00-0,1177 0,0056-20,86-0,1177 0,0056-20,86 (un enfant âgé de moins de 21 ans) 0,0150 0,0087 1,72 0,0095 0,0043 2,21 0,0095 0,0043 2,21 (deux enfants âgés de moins de 21 ans) 0,0046 0,0073 0,63-0,0010 0,0043-0,23-0,0010 0,0043-0,23 (trois enfants et plus âgés de moins de 21 ans) -0,0181 0,0043-4,19-0,0277 0,0045-6,11-0,0277 0,0045-6,11 (un enfant âgé de moins de 3 ans) -0,0283 0,0065-4,35-0,0248 0,0042-5,91-0,0248 0,0042-5,91 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) -0,011 0,0026-4,24-0,0083 0,0042-1,96-0,0083 0,0042-1,96 (Scolarité-2)/10 0,0573 0,0208 2,75 0,0479 0,0085 5,61 0,0479 0,0085 5,61 ((Scolarité-2)/10)2-0,03 0,0192-1,56-0,0348 0,0125-2,78-0,0348 0,0125-2,78 (Age-39)/10-0,0082 0,0046-1,77-0,0067 0,0020-3,34-0,0067 0,0020-3,34 (le conjoint a un emploi salarié) 0 0-3,5 0,0093 0,0046 2,04 0,0093 0,0046 2,04 Coûts Fixes 22,18 2,9858 7,43 22,18 2,9858 7,43 (un enfant de moins de 3 ans) 4,0489 4,0305 1 4,0489 4,0305 1 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) 7,3658 4,6713 1,58 7,3658 4,6713 1,58 (Agglomération < 20 000 hab.) -2,8844 3,0935-0,93-2,8844 3,0935-0,93 (20 000 – 2000 000 hab.) 2,6747 3,9546 0,68 2,6747 3,9546 0,68 Probabilité d’emploi 1,1538 0,0780 14,79 Taux de chômage départemental-0,0373 0,0058-6,43 (diplôme de niveau BEPC, CAP ou BEP) 0,2392 0,0362 6,62 (Baccalauréat ou brevet professionnel, Bac +2) 0,4435 0,0431 10,29 (Diplôme supérieur à Bac +2) 0,3716 0,0784 4,74 Log-Vraisemblance-26438-20962-19005 N 12 002 12 002 12 002 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.


Tableau 5
qualité de l’ajustement : femmes en couple, avec coûts fixes et probabilité d’emploi
IMGIMGTableau 5 : qualité de l’ajustement ...IMGIMF
Tableau 5 : qualité de l’ajustement : femmes en couple, avec coûts fixes et probabilité d’emploi Fréquences Fréquences R2 observées estimées généralisés Non participantes 23,35 22,13 0,1389 Travailleuses découragées 2,42 2,51 0,0092 Non emploi involontaire 13,87 14,26 0,0178 Emploi 10 h 3,49 7,31 0,0208 Emploi 20 h 10,72 7,15 0,002 Emploi 30 h 11,35 12,6 0,0096 Emploi 39 h 34,8 34,03 0,0876 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.


Tableau 6
estimation du modèle d’offre de travail sur le champ des femmes isolées
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Tableau 6 : estimation du modèle d’offre de travail sur le champ des femmes isolées Modèle 1 Modèle 2 Modèle 3 Paramètre Ec. type Student Paramètre Ec. type Student Paramètre Ec. type Student 100* αyy-0,001 0,0003-3,91-0,0011 0,0003-3,99-0,0011 0,0003-4,07 αhh 0,0012 0,0003 4,71 0,0012 0,0002 5,11 0,0012 0,0002 5,12 100* αyh 0,0093 0,0033 2,80 0,0101 0,0035 2,93 0,0101 0,0034 2,95 βy 0,0119 0,0024 4,90 0,0127 0,0015 8,51 0,0127 0,0015 8,74 (un enfant âgé de moins de 21 ans) -0,0029 0,0021-1,38-0,0014 0,0008-1,66-0,0014 0,0008-1,71 (deux enfants âgés de moins de 21 ans) -0,0040 0,0016-2,48-0,0042 0,0012-3,62-0,0042 0,0012-3,70 (trois enfants et plus âgés de moins de 21 ans) 0,0018 0,0042 0,44-0,0016 0,0016-1,02-0,0016 0,0015-1,04 (un enfant âgé de moins de 3 ans) 0,0050 0,0027 1,84 0,0036 0,0015 2,41 0,0036 0,0015 2,41 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) -0,0018 0,0058-0,31-0,0065 0,0018-3,66-0,0065 0,0018-3,72 (Scolarité-2)/10 0,0001 0,0001 0,88 0,0012 0,0028 0,42 0,0012 0,0027 0,44 ((Scolarité-2)/10)2-0,005 0,0057-0,87-0,0085 0,0017-5,09-0,0085 0,0017-5,13 (Age-39)/10 0,0044 0,0009 4,69 0,0033 0,0009 3,60 0,0033 0,0009 3,61 βh-0,0421 0,0122-3,44-0,0489 0,0084-5,80-0,0489 0,0084-5,86 (un enfant âgé de moins de 21 ans) 0,0184 0,0112 1,65 0,0115 0,0055 2,10 0,0115 0,0053 2,15 (deux enfants âgés de moins de 21 ans) 0,0061 0,0099 0,62 0,0072 0,0071 1,02 0,0072 0,0068 1,07 (trois enfants et plus âgés de moins de 21 ans) -0,0269 0,0179-1,50-0,0142 0,0102-1,4-0,0142 0,0100-1,42 (un enfant âgé de moins de 3 ans) -0,0574 0,0133-4,32-0,0513 0,0089-5,79-0,0513 0,0088-5,81 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) -0,0158 0,0229-0,69 0 0,0001-0,10 0 0,0001-0,10 (Scolarité-2)/10 0,0643 0,0125 5,16 0,0527 0,0172 3,07 0,0527 0,0169 3,13 ((Scolarité-2)/10)2-0,0211 0,0351-0,60 0,0047 0,0065 0,72 0,0047 0,0064 0,73 (Age-39)/10-0,0320 0,0052-6,21-0,0266 0,0047-5,68-0,0266 0,0047-5,71 Coûts Fixes 10,8876 4,2387 2,57 10,8876 4,3848 2,48 (un enfant de moins de 3 ans) 43,3626 17,4240 2,49 43,3626 17,487 2,48 (un enfant âgé de 3 à 6 ans) 161,3852 78,3351 2,06 161,3852 78,858 2,05 (Agglomération < 20 000 hab.) 5,1562 9,3755 0,55 5,1562 9,8262 0,52 (20 000 – 2000 000 hab.) 3,4581 6,0489 0,57 3,4581 5,9840 0,58 Probabilité d’emploi 1,3910 0,1541 9,03 Taux de chômage départemental-0,0689 0,0111-6,20 (diplôme de niveau BEPC, CAP ou BEP) 0,3809 0,0686 5,55 (Baccalauréat ou brevet professionnel, Bac +2) 0,8552 0,0866 9,88 (Diplôme supérieur à Bac +2) 0,7073 0,1314 5,38 Log-Vraisemblance-5177-4292-3723 N 2668 2668 2668 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.


Tableau 7
qualité de l’ajustement : femmes isolées,avec coûts fixes et probabilité d’emploi
IMGIMGTableau 7 : qualité de l’ajustement ...IMGIMF
Tableau 7 : qualité de l’ajustement : femmes isolées,avec coûts fixes et probabilité d’emploi Fréquences Fréquences R2 observées estimées généralisés Non participantes 7,12 7,85 0,10980 Travailleuses découragées 1,54 1,52 0,05881 Non Emploi Involontaire 17,77 17,82 0,05249 Emploi 10 h 3,15 4,05 0,02538 Emploi 20 h 10,94 6,21 0,00436 Emploi 30 h 9,18 15,6 0,00938 Emploi 39 h 50,3 47,1 0,09072 Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.

 
Les simulations de réforme de la PPE
 
 
La situation de référence : la législation 2001 de la PPE
La prime pour l’emploi a été mise en place en 2001 afin d’augmenter les incitations financières au retour à l’e m pl oi o u à la po ur su ite d’u ne a ct ivi té professionnelle. Il s’agit d’un crédit d’impôt au profit des personnes actives faiblement rémunérées. La PPE est une prime individuelle qui dépend des re venus d’a ctivité pr ofessionnelle, ma is son attribution comme son montant dépendent de la configuration familiale (couples mono- ou bi-actifs, parents isolés, personnes à charge) et des ressources du ménage (le revenu fiscal de référence du foyer fiscal ne doit pas dépasser un plafond fonction de la configuration familiale). Elle est attribuée à un foyer fiscal pour lequel elle est soit déduite de l’impôt sur le revenu, soit versée par chèque du Trésor public. La législation précise de la PPE en 2001 est détaillée dans le tableau 8.
Les informations fournies par l’enquête Revenus fiscaux de 1997, actualisée jusqu’en 2001 dans le modèle Ines, permettent une assez bonne imputation de la prime. Néanmoins, quelques difficultés se posent. La durée annuelle de travail est relativement m a l r e n s e i g n é e [21] d a n s l’e n q u ê t e E m p l o i, particulièrement en ce qui concerne les revenus d’indépendants : pour les salariés, des corrections d’horaires ont dû être effectuées. Relativement à la définition retenue dans la législation, les revenus d’indépendants ont certes été reconstitués avec soin mais de manière approximative à partir des variables de l’enquête.
Au total, le montant total de prime pour l’emploi versée au titre des revenus 2000 estimé dans Ines, a v a n t l e d o u b l e m e n t l i é a u v e r s e m e n t complémentaire de janvier 2002 inscrit dans la loi de finances rectificative pour 2001, est inférieur de 6,2 % à celui publié par le Ministère de l’Economie et d e s F i n a n c e s. C e t t e d i f f é r e n c e s ’e x p l i q u e notamment par le fait que l’échantillon du modèle Ines est restreint aux ménages ordinaires : le nombre de foyers fiscaux pris en considération dans le modèle est inférieur de 5,4% au nombre d’avis d’imposition émis au 15 septembre 2001. Ainsi, le nombre de foyers fiscaux bénéficiaires de la PPE estimé dans Ines est également inférieur (d’environ 8 %) à celui annoncé par le ministère. En revanche, le Ministère de l’Economie et des Finances indique qu’environ deux tiers des bénéficiaires de la PPE sont destinataires d’un chèque, ce qui correspond à la proportion évaluée par le modèle.
Les simulations de réforme de la PPE
Les législations 2002 et 2003 de la PPE
Le montant de prime versé en 2001 n’a probablement pas eu d’effets incitatifs majeurs à la reprise d’emploi. En effet, bien que le nombre de foyers concernés soit important, le montant moyen de prime est de 12 euros par mois à comparer avec 871 euros pour un SMIC mensuel. Sa mise en place a en outre été annoncée après que les revenus d’activité concernés aient été perçus.
En 2002 toutefois, l’information est connue des ménages et le montant de la prime individuelle (c’est-à-dire avant prise en considération de la configuration familiale) est doublé par rapport à celui de 2001 (tableau 8). En revanche, le mode d’attribution reste le même et conduit sans doute à limiter les effets incitatifs : le bénéfice éventuel de la prime, lié à l’impôt sur le revenu, n’a lieu qu’un an après la perception des revenus d’activité qui y ouvrent droit. Pour l’année 2003, la Loi de Finances a de plus instauré une majoration de la prim e individuelle pour l’emploi pour les travailleurs à temps partiel. Cette majoration est maximale jusqu’à 50 % d’un temps plein annuel puis est dégressive pour s’annuler au niveau d’un temps plein sur l’année. Ces deux dernières versions de la PPE, effectivement mises en œuvre par les pouvoirs publics, font l’objet de simulations : les effets attendus aussi bien en termes budgétaires qu’en termes incitatifs pourront donc être appréciés relativement à la version 2001 de la prime.
D e u x v a r i a n t e s d e l a l é g i s l a t i o n 2 0 0 2 : individualisation et déproratisation totales de la prime
L’avantage relativement important accordé aux couples mariés mono-actifs a a priori des effets ambigus sur l’incitation au travail du conjoint : en prenant un emploi, le conjoint inactif peut avoir droit à la prime mais fait perdre au foyer les majorations pour mono-activité. De manière générale, sans même faire mention des extensions d’éligibilité liées à des configurations familiales particulières – couples mono-actifs et parents isolés – et des majorations (parfois étendues) pour charge de famille, le droit individuel à la PPE peut ne pas être validé in fine si les revenus fiscaux du foyer fiscal auquel est rattaché l’éligible dépassent un certain seuil. Pour toutes ces raisons, il est instructif d’envisager une version de la PPE dans laquelle l’éligibilité et le montant dépendent uniquement de caractéristiques individuelles, sans tenir compte de la configuration familiale spécifique ni des charges de fa m ille. Nous a vons pro cé dé à une te lle s i m u l a t i o n à p a r t i r d e l a l é g i s l a t i o n 2 0 0 2 (“Législation 2002 individualisée”) : les extensions individuelles de l’éligibilité entre 1,4 et 2,13 SMIC horaire ont été supprimées, de même que les majorations des montants individuels de la prime pour les couples mono-actifs et les parents isolés et les majorations pour charge de famille (tableau 8); la référence au revenu fiscal global du foyer a bien sûr été abandonnée.

Tableau 8
législation de la Prime pour l’Emploi en 2001 et des variantes étudiées
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Tableau 8 : législation de la Prime pour l’Emploi en 2001 et des variantes étudiées Montants individuels charge de Eligibilité à la PPE (sommés au niveau du foyer fiscal) Majorations pourfamille Eligibilité au Eligibilité Extention de Montants individuels Majorations Majorations Extensions pour niveau du foyer individuelle l’éligibilité pour normales certaines fiscal individuelle pour configurations configurations certaines familiales familiales configurations familiales Revenu Fiscal de Revenu annuel> si le revenu pour les 30,50 par Référence < seuil 0,3 SMIC horaire<SMIC : 2,2% du couples personne à qui dépend de la annuel revenu annuel sinon : mono-actifs, charge de configurationfamiliale Revenu horaire 0,055 (1,4 SMIC horaire- revenu majoration76,20 euros < 1,4 SMIC horaire)*nombre horaire d’heures annuelles pour les parents isolés, majoration de 30,50 pour les couples pour les pour les mono-actifs : couples couples Référence : Revenu annuel >0,3 mono-actifs, mono-actifs, législation SMIC annuel majoration de majoration de 2001 Revenu horaire < 76,20 euros de 30,50 euros deC 2,13 SMIC horaire 1,4 à 2 SMIChoraire puis 1,4 à 2,13 SMIquel que soit le dégressive pour nombre de s’annuler à 2,13 personnes à SMIC horaire charge pour les parents pour les pour les isolés : Revenu parents isolés, parents isolés, annuel>0,3 SMIC majoration de majoration de annuel 30,50 euros de 30,50 euros de Revenu horaire < 1,4 à 2,13 1,4 à 2,13 SMIC 2,13 SMIC horaire SMIC horaire horaire quel que soit le nombre de personnes à charge idem idem idem Simulation : montants doublés idem législation idem 2002 idem idem idem idem idem idem Simulation : idem montants doublés 0 0 0 législation 2002 supprimée suprimé 0 0 individualisée suprimé 0 0 Simulation : montants doublés législation déproratisés : si le 2002 idem revenu horaire <SMIC: déproratisée 4,4% du revenu annuelsinon : 0,11 (1,4 SMIC idem idem idem horaire-revenu horaire)* nombre d’heures d’un idem temps plein annuel idem idem idem idem idem idem montants doublés majorés d’une prime au temps partiel : majoration de 45% du montant doublé si la Simulation : idem durée de travail annuelle idem législation est inférieure à la moitié idem 2003 idem d’un temps plein annuel puis dégressive pour s’annuler à un temps plein annuel idem idem idem idem idem idem idem

Du fait de sa proratisation par la durée de travail, la pr im e p ou r l’e m p loi f a vo ri se le s pe r so nn es travaillant à temps complet toute l’année. Afin d’apprécier les effets potentiellement incitatifs sur l’offre de travail à temps partiel d’une législation plus favorable aux activités à temps incomplet sur l’année, nous avons procédé à une déproratisation totale de la version 2002 de la PPE. Ce faisant, nous poussons jusqu’au bout la déproratisation partielle introduite dans la législation 2003 (va ria nte “Législation 2002 déproratisée”). Pour un salarié travaillant l’équivalent de 50 % d’un temps plein annuel, la législation 2003 majore le montant individuel de 45%. La PPE perçue est égale à la PPE qui serait obtenue à temps complet multipliée par le coefficient de proratisation à temps partiel (soit 0,5) et par le coefficient relatif à la majoration temps partiel de la législation 2003 (soit 1,45) : pour un mi-temps, le salarié reçoit donc 72,5 % de la PPE à temps complet. Dans la variante de déproratisation totale envisagée, la PPE touchée par ce salarié sera tout simplement équivalente à celle que percevrait un salarié occupé à temps plein sur toute l’année.
Les incitations financières des simulations de réformes de la PPE
Quand on ne prend pas en compte les effets incitatifs sur l’offre de travail, les bénéficiaires de la PPE restent les mêmes dans toutes les législations envisagées, à l’exception de la variante qui consiste à individualiser la prime. Ainsi, dans la situation initiale de référence (législation 2001), 40,5 % des femmes de notre échantillon sont bénéficiaires de la prime (31,1 % des femmes isolées et 42,9 % des femmes en couple) et, dans six cas sur dix, il s’agit de femmes vivant dans des ménages avec enfants (53,1 % des femmes isolées bénéficiaires et 66,3 % d e s f e m m e s e n c o u p l e b é n é f i c i a i r e s ). C e s proportions sont les mêmes pour les législations 2002 et 2003 de la prime ainsi que dans la simulation qui consiste à dépro ratiser com plète m ent la PPE2002. En revanche, quand la PPE devient purement individualisée, 21 % des bénéficiaires actuels perdent leur droit à la PPE, tandis que 2,4 % des femmes initialement non bénéficiaires (en raison du niveau plafond du revenu de leur foyer fiscal) le deviennent. Si les femmes isolées comme les femmes en couple perdent, dans des proportions similaires, le droit à une PP E individualisée (respectivement 18,8 % et 21,3 %), l’éligibilité nouvelle à une PPE purement individuelle concerne pre squ’e xclusive me nt les fe m me s en c ouple (tableau 9).
Sans prendre en considération les effets potentiels sur l’offre de travail, l’application de la législation 2002 de la PPE conduit, relativement à la législation 2001, à un surcoût budgétaire de 400 millions d’euros (soit une augmentation de 68 %). Celui-ci est induit par le doublement de la part individuelle de la PPE des femmes actuellement bénéficiaires de la p r i m e d a n s n o t r e é c h a n t i l l o n r e s t r e i n t. L’augmentation du coût de la PPE en 2002 est plus importante pour les femmes isolées (+ 73 %) que pour les femmes en couple (+ 67 %), ces dernières béné ficia nt vraise mbla blem ent dava ntage de majorations pour charge de famille. Relativement à la législation 2002, la déproratisation partielle de la PPE en 2003 entraîne quant à elle un versement supplémentaire d’environ 66 millions d’euros à destination des ménages bénéficiaires de cette revalorisation du temps incomplet, tandis que la déproratisation totale de la prime s’accompagne d’un surcoût plus important de 132 millions d’euros. Dans les deux cas, la déproratisation bénéficie davantage aux femmes isolées déjà bénéficiaires de la prime en 2001 qu’aux femmes en couple : les premières sont en effet plus souvent occupées à temps partiel. Enfin, toujours en comparaison de la législation 2002, l’individualisation totale de la PPE entraîne une diminution du coût de 142 millions : le montant total de la prime attribuée aux femmes isolées comme aux femmes en couple connaît une diminution sensible.

Tableau 9
bénéficiaires des différentes variantes de la PPE avant prise en considération des effets sur l’offre de travail
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Tableau 9 : bénéficiaires des différentes variantes de la PPE avant prise en considération des effets sur l’offre de travail Ensemble Femmes isolées Femmes en couple Ensemble 100,0 % 100,0 % 100,0 % Bénéficiaires d’aucune PPE 46,5 % 61,4 % 42,6 % Bénéficiaires de toutes les PPE y compris de la PPE 2002 individualisée 40,5 % 31,1 % 42,9 % Bénéficiaires PPE2001,2002,2003 et 2002 déproratisée 51,2 % 38,3 % 54,5 % Perte du droit à la PPE quand elle est individualisée 10,7 % 7,2 % 11,6 % Eligibilité nouvelle à la PPE quand elle est individualisée 2,4 % 0,3 % 2,9 % Bénéficiaires de la PPE 2002 individualisée 42,8 % 31,3 % 45,8 % Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees. Lecture : dans l’échantillon retenu, 51,2% des femmes sont bénéficiaires de la PPE en 2001. Avant prise en considération des changements de situation éventuellement induits par les réformes, ces femmes sont également bénéficiaires de la PPE selon les législation de 2002,2003 et 2002 déproratisée qui conservent les mêmes conditions d’éligibilité. En revanche, les conditions d’éligibilité étant modifiées dans la variante PPE 2002 individualisée, 10,7% de ces femmes perdent le droit à la PPE (suppression des avantages pour mono-activité dans les couples et mono-parentalité) tandis que 2,4% des femmes deviennent bénéficiaires (suppression de la condition sur le revenu fiscal de référence).
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.

Relativement à la situation de référence (année 2001), la hiérarchie des surcoûts engendrés par les variantes de la PPE envisagées laisse à penser que la déproratisation totale de la PPE en 2002 devrait engendrer des incitations financières à l’emploi importantes, et ce davantage pour les femmes isolées que pour les femmes en couple et sans doute davantage pour l’emploi à temps partiel que pour l’emploi à temps complet ; les effets attendus de la législation 2003 seraient semblables mais d’ampleur plus réduite. En revanche, l’individualisation de la PPE pourrait induire des effets contraires sur l’offre de travail, l’incitation à prendre un emploi étant surtout susceptible de concerner les femmes en couple.
P ou r le s f e m m e s e n c oup le in iti al e m e nt e n n o n - e m p l o i, l a h i é r a r c h i e d e s p r é f é r e n c e s monétaires selon l’horaire de travail (10,20,30 ou 39 heures hebdomadaires) semble peu affectée par les réformes de la PPE envisagées. Elles sont toujours dans les mêmes proportions à préférer l’emploi au non-emploi : l’individualisation de la PPE en 2002 ne peut a priori s’accompagner d’une proportion plus importante de femmes désireuses de se porter sur le marché du travail relativement à la situation de référence, puisque déjà la quasi-totalité des femmes souhaiteraient travailler avec la législation actuelle de la PPE (98,1 %). En revanche, la déproratisation partielle ou totale, de même qu’un doublement de la partie individuelle de la prime, pourraient inciter quelques femmes à préférer des emplois à temps pa rtiel de plus co urte duré e, m ais da ns des proportions minimes. La situation s’avère en revanche différ ente pour les fem me s isolées initialement sans emploi. En effet, comme pour les femmes en couple, l’instauration de variantes de la PPE ne rend pas l’emploi financièrement plus attractif (sauf pour 1 % des isolées sans emploi), puisque dans la législation initiale de la PPE elles sont déjà près de 94 % à préférer l’emploi au non-emploi. En revanche, la hiérarchie des choix d’horaires apparaît légèrement modifiée selon la réforme envisagée : ainsi le doublement de la PPE en 2002 et encore davantage sa déproratisation partielle et surtout complète font que ces femmes gagneraient plus souvent financièrement à prendre des emplois à temps partiel de plus courtes durées que dans la situation de référence : par exemple, elles sont 20 % à bénéficier de revenus plus importants que ceux qu’elles perçoivent en non-emploi en occupant un emploi à temps partiel de très courte durée (10 heures hebdomadaires) dans l’hypothèse d’une PPE 2002 déproratisée, alors que ce n’était le cas que de 17 % d’entre elles avec la législation 2001 de la PPE (ces proportions sont respectivement de 42 % et 45 % quand on exclue celles qui sont au chômage).
 
Les effets des réformes de la PPE sur l’offre de travail des femmes
 
 
Le modèle d’offre de travail dépend des revenus disponibles des ménages associés aux situations de non-emploi et aux différents choix d’horaires de travail envisageables. Il est dès lors possible de m o d i f i e r l e s p a r a m è t r e s d e l a l é g i s l a t i o n socio-fiscale et d’en déduire l’effet de la variation du revenu disponible sur les choix d’occupation des femmes de l’échantillon et les comptes publics, en supposant que les décisions de participation des femmes se réalisent. Rappelons que les effets “emploi” et les “coûts budgétaires” des variantes de la législation envisagées, ici des réformes de la PPE, sont estimés dans le cadre d’un équilibre partiel et relèvent d’une analyse de long terme, puisqu’ils reposent sur un modèle statique. Les niveaux d’utilité estimés avant réforme sont calibrés afin que les états estimés correspondent aux états observés (tirage de 100 résidus ε dans des lois de Gomperz HD c o n d i t i o n n e l l e s p o u r c h a q u e f e m m e d e l’échantillon) puis comparés aux niveaux d’utilité après réforme (l’aléa portant sur chacun des cinq états n’étant pas affecté par la réforme) : on en déduit pour chaque femme les probabilités d’être dans chacun des cinq états (0,10,20,30 ou 39 heures) après réforme et par agrégation des probabilités individuelles les effets “emploi” des différentes réformes ; les probabilités de transitions de chaque femme sur le marché du travail s’accompagnant d’un e va ria tion d es tra nsf er ts pe rç us e t de s prélèvements à acquitter, on en déduit par agrégation le “coût budgétaire “ de chaque réforme [22].
Comme le laissait entrevoir l’analyse des seules incitations financières à l’emploi, les réformes de la PPE ont des effets incitatifs extrêmement faibles sur l’offre de travail des femmes déjà en emploi (choix de diminuer ou d’augmenter le temps de travail). Dans les quatre variantes envisagées de la PPE, entre 0,03 % et 0,06 % des femmes en couple déjà en emploi souhaiteraient accroître leur offre de travail; dans le même temps, 0,04 % des femmes en couple en emploi souhaiteraient réduire leur temps de travail dans les variantes 2002 et 2003 de la prime et près de 0,1 % dans la version totalement déproratisée de la PPE en 2002 (tableaux 10 et 11). Les effets incitatifs pour les femmes isolées déjà en emploi sont également de très faible ampleur.
Les effets incitatifs à la prise d’un emploi seraient en revanche d’une ampleur un peu plus importante. En ce qui concerne les femmes isolées, c’est surtout le doublement de la partie individuelle de la prime qui est susceptible de rendre l’emploi attractif, encore faut-il qu’il soit à temps complet. Pour les femmes en couple, au contraire des femmes isolées, c’est l’individualisation de la prime pour l’emploi qui apparaît comme la réforme la plus incitative à l’emploi, encore que le doublement de la partie individuelle joue également un rôle important : néanmoins, à la différence des femmes isolées, quelles que soient les réformes de la PPE envisagées, les choix des femmes en couple se portent aussi sur des horaires à temps partiel.

Tableau 10
transitions des femmes en couple occasionnées par les changements de législation de la PPE
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Tableau 10 : transitions des femmes en couple occasionnées par les changements de législation de la PPE Situation de Législation 2002 Législation 2002 avec référence : Législation Législation avec individualisation de législation 2001 de 2002 2003 déproratisation de l’éligibilité et du la PPE la primeindividuelle montant Changements d’offre de travail en niveau - 14,2 14,2 18,5 24,7 dont davantage d’heures offertes - 15,9 15,8 21,9 24,7 dont moins d’heures offertes - -1,6-1,6-3,4 0 Effectif de femmes en emploi ou en nonemploi (NP, TD) 5 416,0 5 416,0 5 416,0 5 416,0 5 416,0 Changements d’offre de travail enpourcentages - 0,26 % 0,26 % 0,34 % 0,46 % dont davantage d’heures offertes - 0,29 % 0,29 % 0,40 % 0,46 % dont moins d’heures offertes - -0,03% -0,03% -0,06% 000 % Effectif de femmes en emploi ou en nonemploi (NP, TD) 100% 100% 100% 100% 100% Niveau d’emploi 3 914,7 3 928,4 3 927,3 3 934,6 3 937,0 dont emploi à 39 heures 2 331,4 2 338,9 2 337,6 2 336,1 2 345,4 Evolution du niveau d’emploi - 13,7 14,6 19,9 22,3 dont : emploi à 39 heures - 7,6 6,1 5,1 13,9 Taux d’évolution de l’emploi - 0,35 % 0,37 % 0,51% 0,57% dont emploi à 39 heures - 0,32 % 0,26 % 0,22 % 0,60% Niveau de non-emploi (*) 1501,3 1487,7 1486,7 1481,5 1479,0 Evolution du niveau de non-emploi-13,7-14,6-19,9-22,3 Taux d’évolution du non-emploi - -0,91% -0,98% -1,32% -1,49% Femmes en emploi augmentant leurs horaires de travail 2,2 1,2 2,01 2,3 soit en % des femmes initialement en emploi 0,06% 0,03% 0,05% 0,06% Femmes en emploi réduisant leurs horaires de travail-1,6-1,6-3,4 0 soit en % des femmes initialement en emploi-0,04% -0,04% -0,09% 0,00 % Effectifs en milliers. Source : Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees. (*) Non-Emploi restreint aux femmes non participantes ou aux travailleuses dissuadées. Champ : femmes en couple de l’échantillon initialement en emploi ou ne cherchant pas d’emploi (non participantes et travailleuses dissuadées) soient 5,416 millions de femmes en couple sur les 6,411 millions que comporte l’échantillon. Lecture : selon le modèle, 14,2 milliers de femmes modifient leur offre de travail suite à la réforme de 2002, soient 0,26% des femmes du champ retenu pour ce tableau; plus précisément, parmi ces femmes, 2200 avaient initialement un emploi et souhaitent travailler davantage, 1 600 femmes en emploi souhaitent réduire leurs horaires de travail et 13 700 qui étaient sans emploi initialement souhaitent maintenant travailler.
Insee-DGI, enquête Revenus fiscaux 1997 (actualisée 2001) modèle Ines, calculs Drees.

Plus précisément, l’individualisation de la PPE avec un montant doublé par rapport à celle de 2001 (variante “PPE 2002 individualisée”) aurait un impact non négligeable sur l’offre de travail des femmes en couple actuellement non participantes ou dissuadées de travailler en raison de coûts fixes inhérents à la prise d’un emploi. En effet, 1,5 % d’entre elles seraient incitées à prendre un emploi, soient environ 22 300 femmes : dans un peu plus de la moitié des cas, c’est sur le temps complet que se porterait leur choix. L’individualisation de la prime n’intervient cependant sans doute pas de manière exclusive : en effet, dans cette variante, le montant de la prime individuelle est également doublé. Or ce dernier aspect analysé en comparaison de la prime actuelle (variante “PPE 2002” / référence “PPE 2001”) semble jouer sur l’offre de travail des femmes en couple : 0,9 % des femmes en couple sans emploi se porteraient dans ce cas sur le marché du travail, soient 13 700 femmes, toujours à temps complet dans un cas sur deux. La déproratisation partielle ou totale à temps partiel ne réduit que très légèrement le nombre de femmes en couple initialement sans emploi incitées à prendre un emploi à temps complet; elle conduit surtout davantage d’entre elles à souhaiter occuper un emploi à temps partiel. Quand, de surcroît, on déproratise totalement la prime de l’année 2002, ce sont deux fois plus de femmes qui souhaiteraient obtenir un emploi à temps partiel que lorsque la prime est au contraire entièrement proratisée (législation 2002 de la PPE).
L e s f e m m e s i s o l é e s n o n p a r t i c i p a n t e s o u travailleuses dissuadées en 2001 sont davantage incitées à prendre un emploi que les femmes en couple quand on instaure la PPE 2002 ou la PPE 2003 et leurs choix se portent plus souvent sur le temps c o m pl e t : c ’e s t l e d o ub l e m e n t d e l a p r im e individuelle qui joue et non pas la déproratisation partielle introduite en 2003. La déproratisation totale que nous avons simulée attire quant à elle quelques femmes isolées supplémentaires sur des emplois à temps partiel long. Enfin, l’individualisation totale de la prime est moins intéressante pour les femmes isolées que pour les femmes en couple, même si elle inciterait quelques unes d’entre-elles à souhaiter occuper des emplois à plein temps (peut-être s’agit-il de femmes percevant des pensions alimentaires...). Concernant les femm es isolées, le s résultats demeurent néanmoins fragiles, compte tenu de la taille réduite de l’échantillon.

Tableau