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
[(*)]
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 .
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 Ines
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
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).
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
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
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
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
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
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
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
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
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
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