Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
182 pages
p. 23 à 50
doi: en cours
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no 162 2004/1
Offre de travail féminine et garde des jeunes enfants
Philippe Choné [(*)] David le Blanc [(**)] Isabelle Robert-Bobée [(*)]
Nousestimons unmodèlededécisiondesmèresdejeunesenfantsenmatièrederecours àunegardeextérieurepayanteet
d’offre de travail (participation et heures de travail sous la forme mi-temps, 80 %, plein temps), sur des données
microéconomiques françaises. Nos résultats suggèrent que le coût de la garde influe sur le recours à une garde payante,
mais peu sur la décision d’activité féminine. La suppression de l’APE (Allocation Parentale d’Éducation) ferait
augmenter le taux de recours à une garde payante de 2 points et le taux d’emploi féminin de 4 points, au sein des couples
mariés avec au moins un enfant de moins de 3 ans. Le temps partiel féminin est fortement sensible aux incitations
financières de l’APE.Mots-clés :
offre de travail des femmes, garde des enfants, effets de politiques publiques.
We estimate a model of the decision by mothers of young children to use paid child care services and to work
(participation and working hours: half-time, 80%, full-time), using French microeconomic data. Our research suggests
that the cost of child care influences the use of paid child care services but has little effect on women’s decision to work.
Abolishing the parental education allowance (APE) would increase the rate of use of paid child care services by two
points andthe femaleemploymentrate byfour points formarried couples withatleast onechild underthreeyearsof age.
Part-time working for women is highly sensitive to the financial incentives of the APE.Keywords :
female labour supply, child care, effects of government policy.
Nous remercions D. Fougère, G. Laroque, Fr. Maurel, B. Salanié et B. Sédillot, deux rapporteurs anonymes de la revue, ainsi que les
participants aux séminaires du département des études de l’Insee, du laboratoire de microéconométrie du Crest, du Laboratoire
d’Economie de Nantes, du séminaire d’économétrie de l’INRA à Toulouse, et des Journées de Micro-économie Appliquée 2003 à
Montpellier. Les erreurs qui subsisteraient nous sont entièrement imputables.
Nous estimons un modèle de décision des mères de jeunes enfants en matière de recours à une garde
extérieure payante et d’offre de travail (participation et heures de travail sous la forme mi-temps, 80 %,
plein temps), sur des données microéconomiques françaises. Nos résultats suggèrent que le coût de la
garde influe sur le recours à une garde payante, mais peu sur la décision d’activité féminine. La
suppression de l’APE ferait augmenter le taux de recours à une garde payante de 2 points et le taux
d’emploi féminin de 4 points, au sein des couples mariés avec au moins un enfant de moins de 3 ans. Le
temps partiel féminin est fortement sensible aux incitations financières de l’APE.
En 2001,3,4 millions de ménages vivant en France
comptent des enfants de moins de 7 ans et, parmi eux,
deux millions ont des enfants âgés de moins de 3 ans,
rarement scolarisés. Ces ménages doivent souvent
arbitrer entre les gains provenant de l’activité
professionnelle de la mère et le coût de la garde des
enfants. Les politiques publiques qui visent à
favoriser la conciliation entre vie familiale et vie
professionnelle agissent sur les termes de cet
arbitrage, au moyen de deux types d’instruments : la
prise en charge d’une partie du coût de la garde des
enfants en bas âge, d’une part, le versement d’un
revenu de remplacement en cas d’arrêt momentané
de l’activité des parents, d’autre part.
L’aide publique en faveur des parents de jeunes
enfants représente un coût budgétaire important.
Ainsi en 1997 (année sur laquelle porte notre étude),
l’État ou la sécurité sociale ont payé 1,2 milliard
d’euros au titre de l’Aide à la Famille pour l’Emploi
d’une Assistante Maternelle (Afeam a)
[1]; 0,3
milliard d’euros pour la prise en charge partielle des
cotisations sociales pour l’emploi d’une garde à
domicile au titre de l’Allocation de Garde d’Enfants
à Domicile (Aged); 0,15 milliard d’euros au titre des
réductions d’impôt pour frais de garde hors domicile
des enfants de moins de 7 ans; 2,5 milliards d’euros
pour l’allocation parentale d’éducation.
Pour autant, les dépenses occasionnées par le recours
à un service de garde payant peuvent demeurer
éle v ée s r e la tiv em e n t au x r e ve nus d’ac ti vité
potentiels de la mère. Ceci suggère que la décision de
travailler, et le choix des heures de travail le cas
échéant, pourraient ne pas être indépendants de la
décision de recourir ou non à une garde payante.
Plusieurs études décrivant la situation française en
matière de travail des jeunes mères et de garde
d’enfants (Drees, 2000, Flipo et Sédillot, 2000,
R o b e r t - B o b é e, 2 0 0 2 ) é v o q u e n t d’a i l l e u r s
l’interdépendance de ces choix, sans pour autant les
modéliser conjointement. Lanot et Robin (1997)
estiment un modèle structurel, mais avec une
contrainte budgétaire linéaire par morceaux ne
représentant le système socio-fiscal français que de
manière très stylisée. Guillot (1996) estime un
modèle de choix discret croisant participation au
marché du travail et recours à une garde payante,
mais sa modélisation ne permet pas d’évaluer l’effet
de politiques économiques.
L’objectif de cette étude consiste à modéliser les
décisions simultanées des mères de jeunes enfants en
matière d’offre de travail (décision d’activité et
choix entre temps partiel court, temps partiel long et
temps complet) et de recours à une garde payante des
enfants, de manière à évaluer la sensibilité de ces
choix aux coûts de garde, aux salaires et au montant
des diverses aides publiques. L’étude apporte des
éléments de réponse aux questions suivantes : dans
quelle mesure une hausse des coûts de garde
influe-t-elle sur le recours à un service de garde
payant, sur la participation des jeunes mères au
marché du travail et sur leur temps de travail ? Quel
est l’effet d’une hausse de salaire sur la probabilité de
recourir à une garde payante ? Quel est l’impact sur
les comportements des aides publiques en faveur des
jeunes parents ?
L’article est organisé de la manière suivante. Après
une brève revue de la littérature sur l’offre de travail
et les gardes d’enfants (première partie), nous
présentons les données utilisées (deuxième partie)
puis le modèle et la méthode d’estimation (troisième
partie). La quatrième partie décrit les résultats
d’estimation et présente plusieurs simulations de
politique économique.
Brève revue de la littérature
Une vaste littérature économique sur la garde
d’enfants, essentiellement anglo-saxonne, s’est
développée à partir de l’article de James Heckman
( 1 9 7 4 ), q u i, l e p r e m i e r, a m o n t r é q u ’u n
accroissement des coûts de garde des enfants réduit
la probabilité que la mère travaille et le nombre
d’heures travaillées en cas d’emploi. Toutefois, en
pratique, l’impact des contraintes financières sur les
décisions des mères de jeunes enfants en matière
d’activité professionnelle et de mode de garde des
enfants reste assez mal connu. En effet, aucun
consensus clair ne s’est dégagé de la littérature, tant
sur le plan des méthodes que sur celui des résultats.
En particulier, les estimations des élasticités du
r e cou rs à un m o de d e g ar de pa yan te, de la
participation au marché du travail et des heures
travaillées par rapport au coût de la garde des jeunes
enfants sont très variables selon les études.
Des choix méthodologiques très divers
Un pan de la littérature s’intéresse au choix du mode
spécifique de garde, conditionnellement à l’emploi
de la mère (par exemple Cleveland et Hyatt, 1993).
La catégorisation des modes de garde joue alors un
rôle essentiel. Certains auteurs se contentent de
distinguer la garde au domicile des parents et la garde
à l’extérieur. D’autres auteurs (Averett et alii, 1997,
Blau et Hagy, 1998) distinguent au contraire très
finement les différents types de garde (crèche,
nourrice, parent, mari). Certains auteurs (Blau et
Hagy, 1998) estiment la qualité des différents modes
de garde, relativement à la qualité de la garde
maternelle. Ils ont recours à des instruments comme
les différences de réglementation encadrant les
différents modes de garde, le niveau de diplôme des
personnels de crèche ou de garde d’enfants, etc.
Quelques auteurs considèrent la décision d’emploi
comme endogène. Certains articles (Connelly et
Kim me l, 2000) se contentent d’ajouter da ns
l’estimation du modèle de choix du mode de garde un
prédicteur de la participation (pour tenir compte de
l’éventuelle endogénéité de cette dernière), ce qui ne
permet pas de simuler l’effet sur l’emploi des
subventions à la garde des enfants. D’autres (Blau et
Hagy, 1988 ; Powell, 2002) estiment un modèle de
décision jointe concernant l’emploi et le mode de
garde. D’autres enfin (Ribar, 1995; Blundell et alii,
2000) vont jusqu’à modéliser la décision intensive
(choix du nombre d’heures de travail).
La prise en compte des modes informels de garde est
également très variable suivant les articles. Seules
les dépenses de garde formelle ouvrent droit aux
aides publiques. Parmi les modes informels, on
trouve le recours à un parent ou l’emploi d’un
travailleur non déclaré (travail au noir). Dans ce
dernier cas, la garde est informelle mais payante.
Certains auteurs défendent l’idée que l’intervention
d’un parent ou ami, si elle n’implique pas une
dépense financière immédiate, entraîne des coûts
d’une autre nature : ainsi le service de garde par un
parent peut avoir comme contrepartie certaines
obligations futures, qui peuvent être coûteuses (en
temps notamment). Deux grands types d’approches
coexistent dans la litté rature pour traiter ce
problème. Comme Averett et alii (1997), on peut
utiliser un prix implicite pour les heures de garde
informelle et considérer qu’à l’équilibre, ce prix doit
être égal au prix de l’heure de garde formelle net de
toutes les subventions et aides fiscales. L’autre
approche, utilisée par Ribar (1995), consiste à
inclure un terme spécifique dans la fonction d’utilité
(voir troisième partie).
Les études se distinguent aussi par le caractère plus
ou moins structurel de leur démarche. On observe le
salaire d’une femme seulement si elle travaille et le
prix (ou le coût total) de la garde seulement si elle
recourt à une garde payante. La plupart des auteurs
(Cleveland et alii, 1996, Connelly, 1992, Powell,
1997,2002) corrigent les biais de sélection dans les
équations de salaire ou de coût de garde (ou de prix
des différents modes de garde) en utilisant des
équations réduites de participation ou de recours à un
mode de garde particulier, qui sont estimées en
première étape. Le modèle de choix discret du mode
de garde est alors estimé en deuxième étape. Ce type
d’estimations, appliqué au problème de la garde,
pose des problèmes de consistance statistique, dans
la mesure où les équations utilisées en première étape
ne sont pas les “vraies” formes réduites issues du
modèle complet.
Des approches plus structurelles comme celles de
Ribar (1995), Averett et alii (1997) ou Blundell et alii
(2000) permettent d’éviter, au moins en partie, ces
incohérences, tout en prenant en compte l’ensemble
des taxes et prestations dans le calcul des ressources
disponibles des ménages. Toutefois, en l’absence de
données fines sur l’emploi du temps des mères,
a uc un e m é th od e ne pe r m e t de se d isp e ns e r
complètement d’hypothèses sur la relation entre
heures de travail et heures de garde (ou coûts de la
garde). Blundell et alii (2000) postulent une relation
linéaire entre heures de travail et heures de garde.
Ribar (1995) estime une relation plus flexible entre
coûts de la garde et heures travaillées, qui permet
notamment de prendre en compte des coûts fixes liés
par exemple au temps de transport entre domicile et
lieu de travail.
Aucune de ces études n’a considéré l’effet du salaire
minimum sur les choix de travail et de garde des
enfants.
Des résultats empiriques très variables
La littérature empirique sur données américaines et
canadiennes contient un large éventail d’estimations
pour les diverses élasticités en jeu. S’agissant des
effets potentiels des mesures de politique publique
envisageables, les conclusions sont également très
variables suivant les articles. De plus, les articles
travaillent sur des cham ps différents, ce qui
complique encore les comparaisons : mères d’au
moins un enfant de moins de trois ans, de moins de
six ans, de moins de quinze ans. La plupart des
auteurs disposent du prix payé par les ménages pour
une heure de garde ou de données permettant de le
reconstituer (en divisant par exemple les dépenses
totales par le nombre d’heures de garde). Une
exception est Ribar (1995) qui dispose des dépenses
totales de garde, mais pas de la décomposition
prix-quantité.
To u t e s l e s é t u d e s t r o u v e n t u n i m p a c t
significativement positif du salaire de la mère sur
l’emploi et les heures travaillées
[2]. L’élasticité du
recours à une garde payante au coût de la garde
dépend beaucoup des spécifications et du champ
retenus. Ribar (1995) présente des estimations allant
de-0,2 à -0,7. Blau et Hagy (1998) retiennent la
valeur-0,34. Powell (2002) trouve des valeurs
élevées pour les élasticités-prix des différents modes
de gardes : de l’ordre de-1 pour les crèches et de-3
pour les assistantes maternelles. Le recours à une
garde payante dépend aussi du salaire. L’élasticité
correspondante vaut 0,18 d’après Cleveland et alii
(1996) et de 0,1 à 0,8 selon les spécifications et les
sous-populations d’après Ribar (1995). Enfin, les
élasticités de l’emploi par rapport au coût de la garde
sont très variables suivant les études
[3].
Plusieurs auteurs ont tenté d’évaluer l’impact du
Child Care Tax Credit (CCTC), principal dispositif
public d’aide à la garde d’enfants aux États-Unis.
Cette subvention représente, suivant le niveau de
revenu des parents, de 20 à 30 % de la dépense de
garde éligible (le taux de prise en charge est un peu
supérieur à celui qui prévaut en France). Comme la
réduction d’impôt française, le CCTC n’est pas
remboursable; l’avantage qu’il procure ne peut donc
pas dépasser la cotisation d’impôt. Selon Ribar
(1995), la suppression du CCTC aurait un effet très
modeste sur l’emploi, puisque le taux d’emploi
parmi les mères d’un enfant de moins de 15 ans
(respectivement 6 ans) baisserait de 52,6 % (resp.
47,9 % ) à 52,1 % (resp. 47,6 %). Ribar ne met pas non
plus en évidence de transitions massives de l’emploi
à temps plein vers le temps partiel. Selon Averett et
alii (1997), l’effet sur le nombre d’heures travaillées
serait au contraire massif : l’offre de travail
diminuerait en moyenne de 15 %. Cette divergence
complète d’appréciation tient à l’utilisation de
sources et de méthodologies différentes et illustre
bien l’absence d’un paradigme accepté par tous les
économistes en cette matière.
Il est donc difficile de déduire de la littérature
anglo-saxonne une idée sur les ordres de grandeurs
attendus des effets des politiques en vigueur en
Fra nce. De ux étude s sur donnée s fra nça ise s
apportent cependant des éléments intéressants à ce
sujet. Piketty (1998) a utilisé l’extension de
l’Allocation Parentale d’Education au deuxième
enfant en 1994 comme une expérience naturelle pour
estimer des élasticités de l’offre de travail des mères
d’enfants de moins de 3 ans. Il estime que 17 % des
mères éligibles n’auraient pas quitté le marché du
travail sans cette extension. Laroque et Salanié
(2000,2002) ont étudié les effets des incitations
financières sur l’offre de travail des femmes, en
u ti l i s a n t u n e m é th o d o l o g i e e t d e s d o n n é e s
comparables à celles que nous retenons, mais sans
toutefois modéliser les décisions de garde des
enfants.
Les données
Nous exploitons l’enquête sur les revenus fiscaux de
1997 réalisée par l’Insee et la Direction générale des
impôts (DGI). Cette source résulte d’un appariement
entre les données d’un échantillon de 45 000
ménages ordinaires tiré de l’enquête Emploi de mars
1998 et des déclarations fiscales des individus de cet
échantillon. Le principe de l’appariement consiste à
rechercher les informations fiscales afférentes aux
p e r s o n n e s r é s i d a n t d a n s l e s l o g e m e n t s d e
l’échantillon de l’enquête Emploi en mars 1998. La
composition des foyers fiscaux pour l’imposition
des revenus perçus en 1997 ne coïncide pas
nécessairement avec la situation familiale repérée en
mars 1998 (rattachement de personnes ne vivant pas
ha bitu e lle m e nt a u d om ic ile, c ha ng e m e nt de
composition familiale à la suite d’une rupture ou
d’une mise en couple) et les revenus fiscaux
récupérés peuvent être incomplets. Nous nous
limitons aux seuls ménages pour lesquels nous
disposons d’une information d’origine fiscale
complète pour tous les membres du ménage en mars
1998.
L’enquête Emploi permet une description précise
des caractéristiques socio-démographiques des
ménages. L’exploitation des déclarations fiscales
permet de connaître de façon détaillée l’ensemble
des revenus imposables. Elle renseigne également
sur les sommes versées au cours de l’année 1997 à un
intervenant ou un service déclaré pour faire garder
hors du domicile les enfants de moins de sept ans et
sur les sommes versées pour l’emploi d’un salarié à
domicile. Les informations d’origine fiscale sur les
dépenses consacrées à la garde des enfants sont sans
d o u t e p lu s f i a b l e s q ue c e l l e s ob t e n u e s p a r
questionnement direct auprès des ménages, à cause
d’un risque d’oubli de certaines dépenses et d’une
incertitude sur la façon dont les ménages prennent en
compte les aides publiques dont ils bénéficient. A
contrario, les données fiscales ne permettent pas
d’isoler les dépenses relatives à chacun des enfants,
ni de distinguer de façon précise les divers modes de
garde auxquels recourent les ménages. On ne dispose
pas d’informations sur le nombre d’heures de garde,
ni sur le prix unitaire de la garde, qui varie parfois
avec les revenus (c’est le cas pour les crèches
notamment).
Champ de l’étude
Notre champ principal d’investigation est constitué
des couples ayant au moins un enfant de moins de 7
a n s ( c ’e st - à - di r e né e n 1 99 1 ou a p r è s). L a
scolarisation étant obligatoire au-delà de 6 ans en
France, les dépenses de garde des ménages ayant des
enfants plus âgés ne ressortent pas de la même
logique. Les ménages ayant uniquement un jeune
enfant né en 1997 ne sont pas inclus dans l’étude, les
dépenses de garde payante ne concernant alors pas
l’ensemble de l’année.
On ne s’intéresse ici qu’au recours à une aide payante
hors du domicile parental (crèches, assistantes
maternelles ou garde périscolaire principalement).
Les ménages recourant principalement à une garde
payante à domicile sont donc retirés du champ de
l’étude. En effet, le salarié déclaré au domicile des
parents peut ne pas avoir une activité directement
liée à la garde des enfants : il peut s’agir d’heures de
ménage par exemple. Les déclarations d’impôt ne
contiennent pas d’information sur le détail et la
nature des prestations effectuées par les salariés à
dom icile. Il est vraisemblable que les mères
d’enfants de moins de 3 ans employant à titre
principal un salarié à domicile aient recours à ce
service pour la garde de leurs enfants, même si ce
salarié peut simultanément effectuer des tâches
complémentaires. Il n’en reste pas moins que l’on
risquerait d’assimiler à une garde à domicile des frais
de femme de ménage dans le cas où la mère garde
elle-même ses enfants ou les fait garder par un
membre de la famille. Ces situations sont d’autant
plus probables que les enfants sont plus âgés.
Cette sélection de champ conduit à diminuer
légèrement le niveau de vie des ménages et la part
des femmes exerçant une activité à temps plein, les
familles recourant à une aide à domicile étant en
moyenne plus aisées et les gardes à domicile étant
plus souvent choisies lorsque la femme travaille à
temps complet.
La modélisation conjointe de l’offre de travail des
jeunes mères et du recours à une garde payante
né c e ss it e la r e c on s ti tu ti o n d e l a c on t r a in te
bud gé ta ir e de s m én a ge s, q ui f a it in te r ve ni r
l’ensemble des impôts et transferts sociaux. Le
régime fiscal des couples dépend de leur statut
marital. Les couples mariés forment un foyer fiscal
unique, alors que chaque conjoint dans les couples
non mariés forme un foyer fiscal distinct, qui peut
rattacher un ou plusieurs enfants. Le rattachement
des enfants peut donner lieu à un arbitrage qui rend
complexe l’écriture d’une contrainte budgétaire
réaliste pour les couples non mariés avec enfants.
C’est pourquoi on se restreint aux couples mariés.
Cette sélection ne modifie pas considérablement les
caractéristiques de l’échantillon. En effet, 82 % des
couples avec enfants de moins de 7 ans sont mariés;
de plus, les caractéristiques des deux populations
sont très proches
[4].
Les heures de travail ne peuvent être connues que
pour les femmes salariées, ce qui nous conduit à
retirer du champ les femmes exerçant une activité
professionnelle indépendante. Cette limitation du
champ diminue la part des ménages employant un
salarié à domicile et diminue également le niveau de
vie moyen des ménages.
Les femmes institutrices ou professeurs sont
également retirées du champ, à cause d’erreurs de
mesure potentiellement importantes sur leur temps
de travail. En effet, dans l’enquête Emploi, ces
femmes semblent fréquemment déclarer une durée
hebdomadaire de travail correspondant à leurs
heures de cours et non à leurs heures de travail
effectives. Conserver ces observations amènerait à
les considérer souvent à temps partiel, alors qu’une
partie d’entre elles travaillent à temps complet
[5].
Enfin, pour une raison de cohérence avec le modèle
que nous estimons, nous retirons également de
l’échantillon les femmes dont le salaire horaire est
i nf é r i e ur a u S m i c ( vo i r l a pa r t ie d’a n a ly se
descriptive ci-dessous).
Tableau 1
restriction du champ et représentativité de l’étude
Insee-DGI, enquête revenus fiscaux 1997.
Le tableau 1 présente les caractéristiques de
l’éc hantillon initial et l’e ffet de s sélec tions
successives décrites ci-dessus.
Tout au long de l’étude, nous distinguons deux
échantillons, comprenant respectivement les mères
d’au moins un enfant de moins de 7 ans et les mères
d’enfants de moins de 3 ans (enfants nés en 1995 ou
après). D’une part, les comportements en matière de
garde d’enfants sont en effet différents dans les deux
sous-populations, les enfants étant fortement
scolarisés dès l’âge de 2 ou 3 ans
[6]. D’autre part, les
aides apportées aux parents (Afeama, Aged, APE,
etc.) varient en fonction de l’âge des enfants
(avant/après 3 ans, moins de 7 ans, pour la réduction
d’impôts).
Construction des variables endogènes
Les dépenses de garde d’enfants données par la
source fiscale concernent l’ensemble de l’année
1997, période au cours de laquelle l’activité des
femmes a pu évoluer. Nous définissons la situation
des femmes sur le marché du travail en 1997 comme
l’activité professionnelle la plus fréquemment
rencontrée au cours de l’année (activité salariée,
indépendante, au chômage, inactive). Pour la même
raison, la durée de travail habituelle retenue pour les
femmes salariées la majeure partie de l’année est la
moyenne des durées de travail observées aux
enquêtes emploi de mars 1997 et mars 1998.
Un des choix méthodologiques importants concerne
la mesure du salaire des femmes. Nous privilégions
la source fiscale, pour une raison de cohérence avec
les dépenses de garde déclarées au fisc
[7]. Le salaire
horaire est calculé en rapportant les sommes
déclarées au fisc au titre des traitements et salaires
perçus en 1997 au nombre d’heures de travail de
l’année tirée de l’enquête Emploi
[8].
Figure 1
heures hebdomadaires de travail
des femmes salariées 
Insee et Dgi, enquête Revenus fiscaux 1997.
La distribution empirique des heures travaillées par
les femmes qui travaillent (figure 1) est concentrée
autour de trois pics, correspondant à un mi-temps (20
heures), à un autre temps partiel, principalement à
80 % (30 heures) et au temps plein (39 heures par
semaine en 1997). Dans toute la suite, on construit
quatre tranches horaires, de 0 à 15, de 15 à 25, de 25 à
34,34 et plus, qui seront désignées par la suite par
“non-activité”, “mi-temps”, “temps partiel long” et
“temps plein”.
Analyse descriptive
En 1997, un quart des ménages ayant des enfants de
moins de 7 ans a recours à une aide payante hors
domicile (crèche ou assistante maternelle, mais aussi
garderie périscolaire pour les enfants allant à l’école)
pour faire garder ses enfants. Le taux de recours est
d’autant plus important que les enfants sont jeunes et
non scolarisés : 29 % pour les ménages ayant au
moins un enfant de moins de 3 ans, 20 % lorsqu’il n’y
a que des enfants de 3 à 6 ans (figure 2). Le recours est
fortement corrélé à l’activité de la femme : 46 % des
ménages avec enfants de moins de 7 ans font appel à
un service d’aide rémunéré hors domicile lorsque la
femme est salariée, 4 % si elle est au chômage ou
inactive. Pour les femmes salariées, le taux de
recours augmente avec la durée de travail : 50 % pour
les familles où la femme travaille à temps complet,
25% lorsque la femme travaille à mi-temps. Le
recours est plus fréquent pour les ménages les plus
aisés et augmente avec les revenus d’activité de la
femme et son niveau d’étude. Le non-recours à une
aide payante déclarée peut être dû à l’aide gratuite
d’un m e mbr e de la fam ille (se lon l’e nquête
“Services de proximité” réalisée en 1999 par l’Insee,
15 % des ménages ayant des enfants de moins de 3
ans ne recourent qu’à une aide gratuite) ou à un mode
de garde payant non déclaré au fisc.
Figure 2
recours à une aide rémunérée hors domicile
pour faire garder ses enfants en 1997, selon l’activité
professionnelle, le diplôme de la femme et le niveau
de vie des ménages 
Insee et Dgi, enquête Revenus fiscaux 1997.
En 1997, les dépenses de garde payante hors du
domicile s’élèvent en moyenne à 1 100 euros sur
l’année, une fois déduites la prise en charge partielle
des cotisations sociales et les aides directement
perçues (Afeama, Aged, aides de l’employeur, voir
an ne xe 1), m a is a va n t pr ise e n c om p te de s
éventuelles réductions d’impôts (tableau 2). Pour
environ 20 % des ménages, les dépenses dépassent
3 000 euros par an. Les dépenses sont souvent
faibles, surtout lorsqu’il n’y a que des enfants
scolarisés : 60 % des ménages dépensent moins de
1 000 euros par an et ce pourcentage atteint 75 %
lorsque la famille ne compte pas d’enfants de moins
de 3 ans (figure 3). Ces faibles dépenses peuvent
traduire le recours ponctuel à un service d’aide
rémunéré, les jeunes enfants étant principalement
gardés par leur mère ou bénévolement par une
personne de la famille, mais également le recours à
une garde temporaire pour faire le lien entre la
journée scolaire des enfants et le moment où les
parents peuvent venir chercher leurs enfants après
le ur t ra v a il. E ll e s p e uv e nt a u ss i r e f lé te r la
dégressivité des tarifs pratiqués par certaines
structures collectives en fonction des revenus
(crèches et garderies périscolaires notamment), qui
réduit le montant des dépenses engagées par les
ménages les plus modestes.
Figure 3
distribution des dépenses annuelles(*) en
garde d’enfants hors du domicile parental 
Insee et Dgi, enquête Revenus fiscaux 1997.
Figure 4
part du revenu disponible des ménages
consacrée aux dépenses(*) en garde d’enfants hors du
domicile parental, selon l’activité professionnelle
de la mère 
Insee et Dgi, enquête Revenus fiscaux 1997.
Les réductions d’impôts pour frais de garde hors du
domicile (voir annexe 1) diminuent en moyenne de
16 % les dépenses à la charge des familles. Elles
bénéficient peu aux ménages les plus modestes,
souvent non imposables, l’aide publique envers ces
familles prenant alors essentiellement la forme
d’aides directes plus importantes.
Les coûts de garde d’enfants restant finalement à la
charge des familles représentent 2,7 % des revenus
des ménages avec enfants de moins de 7 ans et 3,5 %
des revenus des familles avec enfants de moins de 3
ans (figure 4). Ce ratio augmente avec la durée de
travail de la mère.
Tableau 2
dépenses de garde hors du domicile parental, en moyenne annuelle (en euros par an)
Insee et Dgi, enquête Revenus fiscaux 1997.
Tableau 3
répartition des femmes selon leurs heures de travail par semaine (en %)
Insee et DGI, enquête Revenus fiscaux 1997.
Parmi les mères d’enfants de moins de 7 ans
(respectivement moins de 3 ans), 52 % (resp. 56 %)
n’exercent pas d’activité professionnelle au cours de
l’année 1997 (tableau 3). Cette part est nettement
plus élevée parmi les femmes peu diplômées. Cette
ab se n c e d’a c tiv ité s a la r ié e pe u t r é su lte r de
difficultés à trouver un emploi ou d’un choix de
retrait du marché du travail. Ce dernier motif semble
prédominant, les femmes concernées se déclarant
massivement comme femmes au foyer et non comme
à la recherche d’un emploi.
Les femmes diplômées travaillent plus souvent à
temps partiel : 23 % des mères d’enfants de moins de
7 ans ayant au moins le Bac sont à temps partiel,
contre 16 % pour les moins diplômées. Le lien entre
e x e r c i c e d’u n e a c t i v i t é à t e m p s p a r t i e l e t
rémunération du travail est également complexe
compte tenu des législations en vigueur sur les
salaires. Notamment, un salarié travaillant à 80 %
perçoit une rémunération annuelle en général
supérieure à 80 % du salaire procuré par un emploi
identique à temps complet. La distribution des
salaires horaires (salaires déclarés au fisc rapportés
au nombre d’heures de travail) varie selon la durée de
tr a vail ( figur e 5). E n m oye nne, les f e mm e s
tr av aillant à tem ps pa rtiel long ( plus qu’un
mi-temps) perçoivent 8,1 euros par heure de travail,
contre 7,7 euros par heure pour les femmes à temps
complet. Le salaire horaire moyen pour les femmes
travaillant à mi-temps est plus faible : 7,4 euros par
he u r e. C e c i p e u t r e f l é t e r de s d i s p a r i té s d e
qualification ou de secteurs d’activité : les femmes à
mi-temps seraient plus présentes dans des secteurs
d’activité moins rémunérateurs ou employant plutôt
des personnes peu qualifiées. La dispersion des
salaires horaires est plus forte pour les femmes à
temps partiel que pour les femmes à temps complet.
Le graphique 5 montre que la proportion de femmes
de l’échantillon initial dont le salaire est inférieur au
Smic horaire (dont la valeur de 4,57 euros est
représentée sur la figure) est faible (de l’ordre de 4 %,
voir le tableau 1). Comme indiqué plus haut, ces
femmes sont retirées de l’échantillon finalement
retenu pour l’estimation du modèle, si bien que la
distribution des salaires dans cet échantillon est
tronquée inférieurement.
Figure 5
distribution des salaires horaires féminins
perçus en 1997, selon la durée de travail 
Insee et DGI, enquête Revenus fiscaux 1997.
La contrainte budgétaire
La modélisation de la contrainte budgétaire des
ménages en fonction de leur situation relative au
travail et à la garde des enfants est un élément
primordial du modèle. Le système socio-fiscal
français étant particulièrement complexe, il n’est pas
possible de le modéliser complètement à l’aide des
données dont nous disposons. Néanmoins, les
éléments à notre sens les plus susceptibles d’influer
sur les décisions de travail et de garde des ménages
ont été introduits. Plus spécifiquement, sont pris en
compte dans la contrainte budgétaire :
- l’impôt sur le revenu (IR) : abattements (plafonnés) de 10 et 20 %, barème proprement dit, quotient familial (plafonné), décote, minimum de perception de 400 francs, réduction d’impôt au titre des frais de garde des enfants (25 % de la dépense plafonnée à 2 287 euros par enfant) [9];
- l’Allocation parentale d’éducation (APE), en distinguant arrêt total de travail, temps partiel cours et temps partiel long. L’allocation à taux plein
- situation d’inactivité) est de 456 euros par mois. Les montants dans les autres cas sont données en annexe 1 ;
- le Revenu Minimum d’Insertion (RMI). Nous ignorons le forfait logement, dans la mesure où nous ne prenons par ailleurs pas en compte les aides au logement;
- les prestations familiales : en 1997, exceptées les allocations familiales de base, toutes les autres prestations (complément familial, Allocation pour jeune enfant (APJE), allocation de rentrée scolaire (ARS)) sont soumises à condition de ressources. Nous tenons compte des règles de cumul entre les diverses prestations, en particulier RMI, APE, APJE et complément familial.
En revanche, nous négligeons les allocations de
logement, les allocations de chômage, la taxe
d’habitation et les cotisations sociales et patronales
sur les salaires. L’abandon des trois premiers
dispositifs est dicté par l’absence de données
permettant de les modéliser correctement
[10]. La
non-modélisation des cotisations sur les salaires est
dictée par le fait que nous n’avons pas de données
permettant de modéliser les aides de l’État portant
sur ces cotisations (Aged et Afeama). Du coup, nous
n’avons pas la possibilité de reconstituer un bilan
financier pour l’État des diverses mesures de
politique économique, ce qui aurait constitué la
principale motivation pour modéliser les cotisations
sur les salaires.
Le tableau 4 présente les ressources et les principales
prestations dans quelques cas types. Dans la
population étudiée, le RMI ne joue pas un rôle très
im p o r t a n t. E n e f f e t, 9 5 % d e s h o m m e s d e
l’échantillon sont des salariés (les 5 % restant sont
des chômeurs) et 48 % des ménages sont éligibles à
l’APE. Le salaire du mari joint aux prestations
familiales et à l’APE dépasse le plafond du RMI dans
la plupart des cas.
Dans le premier cas type, le ménage n’est pas éligible
à l’APE et perçoit le RMI quand la femme travaille au
plus à mi-temps. Dans le quatrième cas type, le mari
perçoit environ un demi Smic
[11] et le ménage est
bénéficiaire du RMI lorsque la femme ne travaille
pas.
Les autres cas types illustrent les différents effets
propres à la réduction d’impôt pour garde d’enfant.
Celle-ci est toujours croissante avec les heures de
travail de la mère mais peut être plafonnée assez
rapidement. Dans le cas 2, la réduction est égale au
quart de la dépense. Dans le cas 5, la dépense excède
les 15 000 francs (2 287 euros) par enfant et ce
plafond s’applique dès 20 heures de travail pour la
femme. Dans le cas 3, le plafond n’est jamais atteint
e t la réduction d’im pôt rend le m énage non
imposable. Dans le cas 6, les revenus sont plus élevés
et la réduction ne suffit pas à rendre le ménage non
imposable lorsque la femme travaille à temps plein.
Dans certains cas, les ressources nettes du ménage ne
sont pas croissantes avec les heures de travail de la
femme. Ainsi dans le cas 5, les ressources sont plus
élevées à 30 heures qu’à 39 heures, la perte de l’APE
et le surcroît d’impôt faisant plus que compenser
l’augmentation des revenus du travail de la femme.
Tableau 4
ressources nettes du ménage et impact des principaux dispositifs (en 1997) : quelques cas-types
La modélisation de la décision des mères
La similitude de nos données avec celles de Ribar
(1995) nous conduit à adopter une approche très
semblable à la sienne. Fondamentalement, l’absence
de données sur le prix unitaire et les heures de garde
nous empêche d’estimer une fonction de demande
d’heures de garde. Nous considérons un modèle
théorique plus parcimonieux, conduisant à une
spécification économétrique pratiquement identique
à celle de Ribar.
Le modèle théorique
L’offre de travail de l’homme est supposée fixe
[12].
La femme choisit son offre de travail (participation
ou non, et heures de travail en cas de participation),
ainsi que le mode de garde de ses enfants (formel ou
informel, ce dernier cas regroupant toutes les
solutions alternatives, comme la garde par la mère,
par un proche, ou les gardes non déclarées).
Les préférences du couple sont représentées par une
fonction d’utilité U C L( , ), où C représente la
consommation d’un bien composite (Hicksien) pris
comme numéraire et L représente le temps de loisir
de la femme. Les heures de travail et de loisir de la
femme sont liées par la relation L = T - H, où T
représente le temps total disponible de la femme.
La première hypothèse simplificatrice que nous
adoptons du fait de l’absence de données sur le
volume horaire de garde est la suivante. Nous
supposons que la famille a besoin d’assurer un
certain nombre d’heures de garde d’enfant, Q
exogène, ne dépendant que de sa composition. La
quantité de garde d’enfant est produite à partir de
deux inputs, le temps de loisir de la mère, L, et les
heures de garde formelle payante, G. La famille doit
donc assurer une production d’heures de garde
satisfaisant la relation :
où X est un vecteur de variables exogènes qui
affectent la facilité à recourir à une garde informelle,
comme la proximité de membres de la famille ou de
tiers pouvant se substituer aux parents.
Conditionnellement aux heures de travail de la
femme, la relation (1) peut être inversée pour
donner :
Le programme d’optimisation du ménage s’écrit
donc :
où d(G) représenteles dépenses formelles de garde
d’enfant à la charge des ménages (c’est-à-dire nettes
de l’Afeama et de l’Aged), w est le salaire horaire de
la femme, N les revenus du ménage autres que les
salaires de la femme et T les transferts (impôts payés
moins tranferts sociaux). Les ressources dépendent
des dépenses de garde payante directement et via la
réduction d’impôt.
Une fois déterminée la relation entre les heures de
travail et les heures de garde, le modèle se résout
comme un modèle d’offre de travail standard.
À ce stade, nous introduisons une deuxième
modification. L a contrainte budgétaire du
programme ci-dessus ne prend pas en compte les
dépenses non déclarées, ou implicites au sens où le
recours à une aide extérieure pour la garde des
enfants, même s’il ne fait l’objet d’aucune dépense,
peut être l’objet de contreparties en temps. Ces
dépenses ne sont jamais observées. Cependant, il est
important d’en tenir compte. Pour cela, on modifie le
modèle en considérant que le recours à une garde
extérieure payante, défini comme F = 1 (G > 0),
intervient comme un argument de la fonction
d’utilité du ménage U = U (C, L, F)
[13]. Cette
technique est également utilisée par Ribar (1995)
[14].
La spécification économétrique
Nous spécifions une forme quadratique pour
l’utilité :
L’hétérogénéité individuelle porte d’une part sur le
salaire horaire et les dépenses de garde, d’autre part
sur les préférences. Les coefficients βh et βf sont
aléatoires :
Les coefficients β β β β cc, , , ne dépendent
ch hh fh que de caractéristiques observées des ménages (en
pratique, les trois premiers sont constants, le dernier
dépend également du nombre d’enfants de moins de
trois ans).
L’inclusion dans la fonction d’utilité d’un effet
croisé f.h entre le recours à une garde formelle et les
heures travaillées vise à traduire l’idée que, selon les
horaires de la mère, les solutions alternatives à la
garde hors du domicile sont susceptibles d’être
valorisées différemment. Par exemple, il est sans
doute plus facile de recourir à une garde par des
proches en cas de mi-temps qu’en cas de plein temps.
Ces termes peuvent aussi capter des effets de
contraintes sur l’offre de garde formelle. Par
exemple, les horaires des crèches ne sont pas
nécessairement compatibles avec un plein temps
auquel s’ajoutent de longs temps de transport, les
horaires des assistantes maternelles ne sont pas
infiniment extensibles, etc. L’offre de services de
garde peut également, dans certains cas, être
contingente à la situation de la femme sur le marché
du travail. Ainsi, dans un contexte de rationnement
de la demande, l’activité de la femme est souvent une
condition sine qua non d’admission en crèche. Le
classement des demandes par ordre de priorité
privilégie les femmes qui travaillent à plein temps,
les autres étant supposées pouvoir recourir plus
facilement à d’autres modes de garde
(halte-garderie, tierce personne, etc.). Ce constat
nous a conduit à adopter une spécification encore
plus flexible, qui consiste à remplacer le termeβ fh
fh partrois termesspécifiques à chaque tranche horaire,
20 30 39f f fβ β β, ,. L e s v a r i a b l e s
20 30 39f f f explicatives intervenant dans les trois coefficients
sont les mêmes : une constante et le nombre
d’enfants de moins de trois ans dans le modèle estimé
sur le champ complet (ménages avec enfants de
moins de sept ans).
L’hétérogénéité tient aussi aux différences de
salaires horaires de la femme et de dépenses de garde
payante. On pose :
Les heures travaillées interviennent, sous la forme
des indicatrices de chaque tranche, dans l’équation
de dépenses
[15]. La relation entre heures travaillées et
dépenses de garde est très flexible (en particulier elle
n’est pas nécessairement linéaire).
Les quatre résidus du modèle sont supposés suivre
une loi jointe normale, de moyenne nulle et de
matrice de covariance Σ. Nous n’imposons aucune
contrainte sur Σ, autre que la sym étrie et la
positivité
[16].
L’estimation du modèle nécessite de tenir compte de
la non-convexité de la contrainte budgétaire des
ménages, qui résulte de la complexité du système
fiscal et social. La voie choisie pour contourner ce
problème consiste à réduire le choix des heures de
travail de la femme, a priori continu, à un choix
discret. On considère que la variable d’heures prend
quatre modalités correspondant aux valeurs les plus
couramm ent observées : 0,20,30 et 39. Le
croisement de ces situations sur le marché du travail
avec le recours à une garde payante produit huit
situations possibles. Les choix des ménages sont
estimés à partir de la comparaison de leur utilité dans
ces huit situations.
Une exception importante concerne les femmes dont
la productivité horaire estimée est inférieure au
Smic. On suppose que ces femmes ne peuvent pas
travailler (pour d’autres études récentes du marché
du travail français adoptant ce cadre, voir Laroque et
Salanié, 2000, ou Choné, 2002). Leur choix se limite
donc à la décision de faire garder leur enfant par une
garde payante.
Le modèle est identifié par la normalisation du
coefficient de c dans l’utilité et par de multiples
non-linéarités dans la contrainte de budget.
L’estimation est rendue plus robuste par des
restrictions d’exclusion de variables imposées dans
les différentes équations (c’est-à-dire des variables
intervenant dans x sans être dans x x, ou xw et
f d h ainsi de suite). Le tableau 5 présente, pour chaque
équation, la liste des variables introduites, ainsi
qu’une interprétation de l’effet économique
correspondant.
Prise en compte de contraintes sur l’offre de
travail et la demande de garde
Avant de poursuivre, il importe de considérer en
détail deux aspects empiriquement importants. Le
premier concerne le réalisme du modèle en ce qui
concerne le choix de l’offre de travail par la femme.
Notre modèle suppose ce choix totalement libre, ce
qui peut sembler abusif à première vue. Considérons
d’abord la décision de participation au marché du
travail. La moitié des mères d’enfants de moins de 7
ans de notre échantillon n’exerçaient pas d’activité
professionnelle au cours de l’année 1997. Les
femmes concernées se déclarent massivement
comme femmes au foyer et non comme étant à la
r e c he rc h e d’u n e m plo i. On n e p e ut e xc lur e
ce pendant que ce choix soit pa rfois subi ou
contraint
[17]. Cependant, notre modèle considère
explicitement la contrainte de productivité minimale
imposée par le Smic, qui empêche certaines femmes
peu qualifiées de travailler. On peut donc penser
qu’une bonne part des contraintes de demande de
travail sont prises en compte. Nous introduisons
également le taux de chômage observé dans le
département de résidence parmi les variables
expliquant les préférences pour le travail, pour
refléter l’idée qu’un fort taux de chômage local peut
dissuader des femmes de se présenter sur le marché
du travail.
Concernant le choix des heures lorsque la femme
travaille, il est difficile de savoir si le temps de travail
effectué est contraint, par les emplois offerts
notamment (plus ou moins grande facilité de travail à
temps partiel selon les secteurs d’activité).
Toutefois, le temps partiel subi (au sens de l’enquête
Emploi) est nettement moins fréquent chez les
jeunes mères que pour l’ensemble des femmes : un
quart des mères d’enfants de moins de 7 ans
travaillant à temps partiel souhaitent travailler
davantage, contre un tiers pour l’ensemble des
femmes à temps partiel ; 17 % des femmes
bénéficiant de l’APE (voir annexe 1) et travaillant à
temps partiel souhaitent travailler davantage, et,
parmi elles, un tiers environ souhaitent augmenter
leur durée de travail sans toutefois aller jusqu’à un
temps complet. Un moyen de prendre en compte ces
contraintes serait d’introduire dans le modèle des
probabilités (exogènes) de trouver un emploi
correspondant au choix optimal (Choné, 2002). La
difficulté de ce genre d’approche réside dans
l’identification séparée des préférences et des
contraintes. Pour ce faire, on doit utiliser des
restrictions d’exclusion entre les deux, sur des bases
ad hoc. Compte tenu de la complexité de notre
modèle par rapport aux modèles standard d’offre de
travail, nous ne suivons pas cette voie. Il nous semble
que l’absence de prise en compte de contraintes sur
les horaires n’est pas irréaliste, compte tenu de la
discrétisation du choix des heures. En effet, selon
notre spécification, le choix d’offre de travail de la
femme est limité à un choix de tranche horaire assez
large et non à une durée de travail précise, ce qui
correspond à l’observation.
Tableau 5
les variables introduites dans le modèle
La deuxième question concerne le choix du mode de
garde. Là encore, il importe de tenir lieu de
contraintes éventuelles d’offre locale de services de
garde (existence de structures d’accueil, mais aussi
proximité d’un membre de la famille pouvant assurer
au moins en partie la garde des enfants). Nous avons
vu comment la spécification des préférences prenait
indirectement en compte ces problèmes. Nous
introduisons en outre deux variables explicatives ad
hoc : un indicateur résumant la situation de l’offre en
matière de garde d’enfants et une variable indiquant
si le couple réside dans le département de naissance
de l’un des deux conjoints. La première variable est
un taux d’équipement en structures d’accueil pour
jeunes enfants, rapportant le nombre de places en
crèches familiales et collectives (source Drees) et le
nom b re d’e nf a nts g ar dé s p ar un e a ss ista nte
maternelle agréée (source Irce m) au nom bre
d’enfants de 1,2 ou 3 ans dans le département (source
Insee recensement 1999). La deuxième variable est
introduite pour pallier l’absence de renseignements
directs sur la proximité de parents des membres du
couple pouvant assurer la garde des enfants. À un
niveau descriptif, ces deux variables sont corrélées
avec le recours à une garde payante.
La vraisemblance
Le modèle est estimé par la méthode du maximum de
vraisemblance simulé, à l’aide d’une technique de
type GHK présentée dans l’annexe 2. La plupart des
études antérieures procèdent en plusieurs étapes,
estimant d’abord des équations de salaire et des
équa tions de dé pense s, puis les pr é fé re nce s
conditionnellement aux résultats des premières
étapes. Un apport de ce travail est l’estimation
simultanée de l’ensemble des équations du modèle,
qui permet en particulier de prendre en compte les
corrélations entre les préférences et les résidus des
équations de salaire et de dépense de garde.
L’écriture de la vraisemblance complète du modèle
est assez lourde. L’expression de la vraisemblance
est différente selon que la femme travaille ou non et
recourt ou non à une garde payante. Suivant le cas, on
observe le salaire et la dépense, l’une de ces quantités
seulement ou aucune des deux. Le calcul est en outre
compliqué par la prise en compte du Smic.
L e s c o n t r i b u t i o n s d e s o b s e r v a t i o n s à l a
vraisemblance dans les différents cas sont présentées
en annexe 3. Une fois estimés les paramètres du
modèle, les simulations de politique économique
sont effectuées de la manière suivante : on tire un
échantillon de résidus dans leur loi jointe estimée, ce
qui permet de simuler pour chaque individu les
variables endogènes du modèle (salaires, dépenses,
niveaux d’utilité) et finalement la combinaison offre
de travail / garde formelle choisie avant et après la
réforme. Cette méthode permet de construire des
matrices de transition entre états. En pratique, nous
utilisons 1 000 tirages de résidus par individu.
Résultats
Le modèle est estimé sur deux champs : celui des
familles avec enfants de moins de 7 ans, sur lequel on
dispose de 2 655 observations, et celui des familles
avec au moins un enfant de moins de 3 ans,
comprenant 1 296 observations. En effet, les
élasticités de l’offre de travail et du recours à une
garde payante devraient être a priori plus importants
pour les familles ayant de jeunes enfants, les
dépenses de garde étant alors plus fortes. Cette
double estimation est aussi un moyen de mesurer la
robustesse des résultats, en comparant les chiffres
issus des deux modèles sur leur champ commun des
familles avec enfants de moins de 3 ans. Les
coefficients du modèle pour les deux champs sont
donnés dans le tableau 6. Les résultats sont très
comparables, aussi bien sur le plan des transitions
entre états que sur celui des élasticités de l’offre de
travail et du recours par rapport aux différents
paramètres. Aussi dans la suite, nous ne présentons
que les résultats issus du modèle estimé sur le champ
complet des familles avec enfants de moins de 7 ans.
Coefficients estimés
L’équation de salaire est similaire à celles que l’on
peut obtenir en estimant un modèle classique d’offre
de travail à la Heckman : en particulier, les salaires
horaires augmentent avec l’âge de fin des études des
femmes, le diplôme et l’expérience professionnelle,
et sont plus élevés en région parisienne qu’en
province.
L’équation de dépenses de garde est plus difficile à
estim er correcteme nt
[18]. L’inte rpré tation des
coefficients est assez difficile du fait de la présence
des heures parmi les variables explicatives et des
corrélations entre le résidu de l’équation de dépenses
et ceux des préférences pour la garde payante et les
heures. Ainsi, les coefficients négatifs des heures de
tr ava il dans c ette équa tion pe uvent se m bler
c ontre-intuitifs à pre miè re vue. Nous a vons
cependant vérifié que les dépenses prédites, sachant
le recours à une garde payante et le nombre d’heures
travaillées, sont bien croissantes avec les heures.
Deux coefficients de variables strictement exogènes,
le taux d’équipement en structures d’accueil et
l’indicatrice de résidence en région parisienne, ont le
signe attendu. Les dépenses sont plus élevées en
région parisienne et décroissent avec le taux
d’équipement en crèches et assistantes maternelles.
L’écart type du résidu de l’équation de dépenses (en
logarithme) pour le modèle complet est de 1,34, ce
qui montre la très grande variabilité des dépenses des
ménages, même après contrôle d’un certain nombre
de ca rac téristiques. Aucune des nom breuse s
spécifications que nous avons testées pour cette
équation ne nous a permis de réduire cet écart type de
manière significative.
Tableau 6
estimation du modèle sur les deux champs considérés
Tableau 6
(fin)
L’utilité est concave par rapport au revenu et aux
heures. En particulier, l’utilité marginale du revenu
est décroissante. L’aversion marginalepour le travail
à zéro heure de travail (égale à l’opposé du
coefficient β, voir équation (3)), croît avec le
h nombre d’enfants, et ce d’autant plus fortement que
les enfants sont jeunes, mais, à nombre et âge des
enfants donnés, diminue avec l’âge. Elle est plus
f o r t e p o u r l e s f e m m e s r é s i d a n t d a n s d e s
départements fortement touchés par le chômage et
pour les femmes de nationalité étrangère. Enfin, une
certaine coordination entre conjoints pourrait
s’opérer dans les couples avec jeunes enfants : la
femme semble vouloir travailler d’autant moins que
son mari travaille beaucoup. Ce résultat est à
rapprocher de l’étude descriptive de Fermanian et
Lagarde (1998), qui conclut à un impact négatif,
mais non significatif, du temps de travail du mari sur
celui de la femme pour les familles avec enfants de
moins de 6 ans.
Le coefficient de préférence pour le recours à une
garde payante (β ) est plus élevé lorsque le conjoint
f est plus diplômé et pour les personnes résidant en
zone urbaine. Il croît avec le taux d’équipement local
en structures d’accueil. L’écart type de ce coefficient
est nettement plus élevé que celui du coefficient des
préférences pour les heures. Comme pour l’équation
de dépenses, cette importante hétérogénéité non
observée est à notre sens au moins en partie le résultat
de données insuffisamment précises sur les modes de
garde et les heures de garde.
Les coefficients des termes de l’utilité croisant les
heures et le recours (γ γ γ, , ) ont des valeurs
f f f20 30 39 assez voisines. Sur le champ des ménages avec
enfants de moins de 3 ans, un test de Wald et un test de
rapport de vraisemblance conduisent tous deux à
accepter à 10 % l’égalité des coefficients alors que
sur le champ complet, on rejette l’égalité par un test
de rapport de vraisemblance
[19]. Empiriquement, le
fait que l’utilité de la garde payante croisse avec le
nombre d’heures travaillées dans notre spécification
actuelle peut s’interpréter de plusieurs manières
(non exclusives).
En premier lieu, ce fait peut refléter des contraintes
d’accès aux modes de garde formels (les crèches en
particulier, où l’admission peut être subordonnée
explicitement au fait que la femme travaille à plein
temps). Autre explication possible : les modes de
garde formels seraient plus adaptés à une garde à
plein temps (avec l’idée qu’il est plus difficile de
recourir à une garde informelle à plein temps que
pour quelques heures par semaine). L’absence de
données sur le mode de garde est à ce niveau
pénalisante et des données détaillées sur les modes
de garde feraient sans doute apparaître des résultats
contrastés selon le type de garde.
Tableau 7
Fit du modèle estimé sur le champ complet (couples avec enfants de moins de 7 ans )
Sur les six corrélations entre les résidus du modèle,
deux apparaissent non significatives. Il s’agit des
corrélations entre le salaire et la dépense, d’une
part, entre le salaire et les préférences pour la garde
p a y a n t e, d’a u t r e p a r t. L e s q u a t r e a u t r e s
corrélations sont significativement différentes de
zéro. La corrélation entre les résidus des équations
de recours et de dépenses est fortement négative, ce
qui est conforme à l’intuition (le ménage aura
d’autant plus tendance à recourir à une garde
payante que la dépense sera moins élevée). Les
a u t r e s c o r r é l a t i o n s n e s o n t p a s a i s é m e n t
interprétables économiquement
[20].
Le modèle ainsi estimé reproduit relativement bien
l e s s i t u a t i o n s o b s e r v é e s ( t a b l e a u 7 ). L e s
indic ate urs utilisé s p our m esure r la bon ne
adéquation du modèle aux données sont, d’une
part, les fréquences des huit états correspondant au
croisement des situations de travail et de recours à
une garde payante prédites par le modèle et, d’autre
pa r t, le s sa la i r es m o ye ns de s fe m m e s q ui
travaillent et les dépenses moyennes des ménages
qui recourent à une garde payante. L’adéquation
des probabilités discrètes est satisfaisante, même si
elle est loin d’être parfaite, contrairement à ce qui
se pa sse dan s un m odè le d e c hoix dis cr et
traditionnel de type Logit ou Probit. En effet, un
m o d è l e d e c h oi x c l a s s i q u e à 8 m od a li t é s
comprendrait un nombre de coefficients beaucoup
plus élevé que le modèle estimé ici. Les fréquences
prédites pour chacun des huit états demeurent
proches de celles effectivement observées lorsque
l’on raisonne sur des sous-populations selon l’âge
des enfants et le niveau d’étude de la mère
notamment.
Les élasticités du recours et de l’offre de travail
Pour évaluer la sensibilité de l’offre de travail et du
recours à une aide payante aux frais de garde
d’enfants et à la rémunération du travail des
fe m m e s, d e ux si m ul a ti on s ad ho c on t é t é
effectuées, portant sur le niveau des dépenses des
ménages et les salaires horaires perçus.
Élasticité au salaire horaire
Dans une première variante, on augmente les
salaires horaires féminins de 10 %, sans modifier le
niveau du Smic. L’emploi féminin augmente alors
fortement : +4 points pour l’ensemble des mères
d’enfants de moins de 7 ans (tableau 9) et pour les
mères d’enfants de moins de trois ans. Le travail à
mi-temps, à 80 % et à temps complet progresse de 7
à 10 % et de 8 à 11 % pour les mères d’enfants de
moins de trois ans. La matrice de transition
associée à cette simulation (tableau 10) montre que
l’augmentation des salaires conduit des femmes à
augmenter leur durée de travail, mais très rarement
à la diminuer. Le nombre d’heures travaillées
augmente de 10,5 %, dont un tiers est dû à la hausse
de l’offre de travail de femmes qui travaillaient
avant la réforme et les deux autres tiers à l’entrée de
femmes sur le marché du travail. Cette hausse de
l’emploi coïncide avec une hausse du recours à une
garde payante : +1,7 point (2,1 points pour les
familles avec enfants de moins de trois ans).
L’élasticité de l’emploi au salaire (voir annexe 4
pour une présentation du calcul de ces élasticités)
ainsi calculée est de 0,80 (0,91 pour les familles
avec enfants de moins de 3 ans) (tableau 8).
L’élasticité du recours au salaire s’élève à 0,70
(0,77 pour les familles avec enfants de moins de 3
ans). Cette dernière élasticité est plus élevée que
celles trouvées habituelle ment sur données
américaines. Mais ce résultat est dû en partie à la
censure du Smic. En effet, si nous augmentons le
Smic dans les mêmes proportions que les salaires,
la hausse de l’emploi est divisée par trois, celle du
recours à une garde payante par deux (tableaux 8 et
9). Dans ce cas, les femmes dont la productivité
estimée est en dessous du Smic sont les mêmes
avant et après la réforme : l’augmentation des
salaires n’a pas d’impact sur les choix de ces
femmes, puisqu’elles ne peuvent pas trouver
d’emploi dans les deux cas.
Élasticité aux dépenses de garde
Dans une deuxième variante, on augmente de 10 %
les dépenses en garde d’enfants à la charge des
ménages avant déduction éventuelle des avantages
fiscaux. Comme dans Ribar (1995), on ne calcule
donc pas une véritable élasticité-prix, puisqu’on ne
dispose pas de la décomposition prix-volume pour
les dépenses de garde.
Tableau 8
élasticités et impact du salaire minimum
Tableau 9
principaux indicateurs pour des réformes de politique économique simulées
L’emploi réagit peu. La part des femmes salariées
reste pratiquement fixe (-0,04 point). Les effets sur le
recours à une garde payante sont plus marqués, le
taux correspondant diminuant de 0,7 point. Très peu
de femmes augmentent leur durée de travail en
continuant à recourir (tableau 10). Parmi les femmes
qui cessent de recourir à une garde payante, 18 % ne
travaillaient pas avant la réforme, 55 % ne changent
pas leur durée de travail, 21 % réduisent leur durée de
travail et 6 % arrêtent de travailler. Les élasticités de
l’emploi et des heures de travail aux dépenses de
garde sont pratiquement nulles et celle du recours
s’élève à -0,29 (-0,30 pour les familles avec enfants
de moins de 3 ans). Ces élasticités sont un peu plus
faibles que celles de Ribar (1995).
Tableau 10
matrices de transition
tableau 10)
Suppression de l’APE
Quelques simulations de politique économique
Les dispositifs d’aide aux parents de jeunes enfants
répondent à des logiques différentes : les aides de
type Afeama et les réductions d’impôt ont pour
objectif de diminuer le coût de garde des enfants hors
du domicile
[21] et de permettre ainsi aux jeunes mères
de continuer à travailler, tandis que des dispositifs de
type APE, qui versent un revenu de remplacement en
c a s d’a r r ê t c o m p l e t o u p a r t i e l d’a c t i v i t é,
favoriseraient plutôt le retrait du marché du travail.
Nous examinons les effets de trois grands types de
réformes de politique économique. Le premier type
de simulations consiste à modifier le barème actuel
de la réduction d’impôt pour frais de garde d’enfants
hors du domicile. La deuxième simulation consiste à
doubler les dépenses de garde à la charge des
ménages avant impôts. Enfin, nous examinons
l’i m p a c t d e m o d i f i c a t i o n s d e s b a r è m e s d e
l’allocation parentale d’éducation (APE).
Modifications des barèmes de la réduction d’impôt
La suppression de la réduction d’impôt pour frais de
garde d’enfants actuellement en vigueur se traduirait
par une faible diminution de l’emploi total féminin
(-0,1 point) et par de faibles ajustements (à la baisse
ou à la hausse) du temps de travail pour les femmes
qui travailleraient dans les deux situations (voir la
matrice de transition correspondante tableau 10). Au
final, l’emploi à mi-temps augmenterait légèrement
et les autres types d’emploi deviendraient moins
f r é q u e n t s. L e r e c o u r s à u n e g a r d e p a y a n te
diminuerait de 1,3 point.
Une autre simulation consistant à augmenter le taux
de prise en charge des dépenses dans la réduction
d’impôt de son niveau actuel (25 %) à 50 %,
c’est-à-dire au même niveau que celui des dépenses
pour l’emploi d’un salarié à domicile, se traduit par
une légère hausse de l’emploi total féminin et une
hausse plus forte du recours.
Doublement des dépenses de garde
La deuxième simulation réalisée consiste à doubler
les dépenses de garde à la charge des ménages avant
impôts. Le changement simulé est de forte ampleur
mais n’est pas aberrant, puisqu’une part très
importante des dépenses de garde est prise en charge
directement par l’État et les collectivités locales. À
titre d’illustration, le doublement des dépenses
reviendrait à supprimer la prise en charge des
cotisations sociales en cas de recours à une assistante
maternelle agréée, ce qui laisserait encore une partie
non négligeable des dépenses à la charge de l’État et
des collectivités locales (voir le tableau A1 en
annexe 1). Le scénario examiné présente donc un
intérêt concret. Le doublement des dépenses à la
charge des ménages amplifie les effets mis en
évidence plus haut. L’emploi total diminuerait de 0,3
point (tableau 9). Le nombre d’heures travaillées
baisserait de 1 % (1,6 % pour les familles avec
enfants de moins de trois ans), dont 0,4 % dû aux
femmes qui arrêtent de travailler et 0,6 % dû aux
changements d’heures de travail des femmes
em ployé es. Le re cou rs à u ne ga rde pa yante
diminuerait de 5,5 points, soit 22 %. Les dépenses
des ménages qui décident de recourir à une garde
payante après la réforme seraient en moyenne de
40 % supérieures à celles des ménages recourant à
une garde payante avant la réforme, sur les deux
champs, des femmes ayant ajusté leur durée du
travail pour diminuer ces dépenses, d’autres ayant
arrêté de recourir.
Suppression des APE
L’APE offre un revenu de remplacement aux parents
q u i c e s s e n t l e u r a c t i v i t é, t o t a l e m e n t o u
partiellement, pour s’occuper de leurs enfants
[22].
L’aide est accordée jusqu’aux trois ans de l’enfant.
Compte tenu de cette limite d’âge, nous nous
intéressons dans cette section au champ des familles
avec enfants de moins de trois ans.
D’apr ès le modèle, la suppression de l’AP E
entraînerait une hausse de 4,5 points du travail à
temps complet, une hausse de 4 points de l’emploi
total féminin pour le champ considéré, et une
augmentation de 2,4 points du recours à une garde
payante (tableau 9). Les ajustements sur le marché
du travail prennent la forme d’un report massif des
femmes vers les heures de travail juste supérieures à
leur situation avant réforme (absence d’activité
salariée vers un mi-temps, mi-temps vers un travail à
80 % et travail à 80 % vers un emploi à plein temps). Il
en résulte une forte hausse des heures totales
t r a v a i l l é e s ( + 1 1 % ), d o n t 4 2 % v i e n t d e
l’augmentation des heures travaillées de femmes qui
travaillaient avant la réforme et 58 % vient de
femmes entrant sur le marché du travail à la suite de
la réforme.
Depuis 1994, l’APE peut être versée aux familles
ayant deux enfants (auparavant, l’APE n’était versée
qu’aux familles ayant trois enfants ou plus).
L’exte nsion de l’a ide en 1994 constitue une
expérience naturelle qui a été exploitée par Piketty
(1998). Notre modèle nous permet de procéder en
quelque sorte à cette expérience naturelle à l’envers,
en supprimant l’APE de rang 2. La part des mères
d’enfants de moins de 3 ans en emploi augmente
alors de 2,8 points, le temps complet augmentant de
3,5 points et le mi-temps de 0,7 point (tableau 9),
a lo r s q u e le t r a v a il à 8 0 % d i m i n u e. C e c i
s’accompagne d’un recours plus fréquent à une garde
p ay a nte : + 1,8 po int. S i l’on ra p por te c e s
changements aux seules femmes éligibles (femmes
ayant exactement deux enfants, dont au moins un de
moins de 3 ans), les changements sont encore plus
importants. Leur taux d’emploi passerait de 44 à
50 %, soit une augmentation de 6 points. Le nombre
d’heures travaillées augmenterait de 16 %. Parmi les
femmes qui ne travaillent pas en présence de l’APE
de deuxième rang, 11 % reprendraient un emploi. Ce
chiffre est un peu plus faible, mais du même ordre
que celui avancé par Piketty (1998).
Les variantes de politique économique consistant à
supprimer uniquement les APE à temps partiel
montrent la très forte sensibilité du choix de la durée
d e t ra v ai l de s j eu ne s m è r e s a ux inc ita t ion s
financières en place. Ainsi, la suppression de l’APE
versée pour un temps partiel long s’accompagnerait
d’un très fort recul du travail à 80 % : seules 3 % des
mères d’enfants de moins de 3 ans travailleraient à
80 % contre 9 % avant la réforme. La moitié des
f e m m e s c onc e rn é es s e r e po rte r a ie nt ve r s le
mi-temps, qui leur permettrait encore de bénéficier
de l’APE, et la moitié vers le temps complet. En
revanche, peu de femmes arrêteraient de travailler,
bien que l’arrêt d’activité permette d’obtenir une
APE dans cette réforme. L’effet de la réforme sur le
volume horaire total travaillé dans la population
féminine serait faible (-0,5 point ), les transferts vers
le mi-temps et vers le temps complet se compensant.
Si on supprime l’APE versée pour un mi-temps, en
conservant les autres formes d’APE, le travail à
mi-temps diminue fortement (2 % des femmes contre
7 % avant la réforme), les femmes à mi-temps
passant à 80 % (deux tiers des changements) ou
s’arrêtant de travailler (un tiers des changements).
L’emploi total féminin baisse de 2 points, mais le
nombre d’heures travaillées reste stable.
La suppression de toutes les APE à temps partiel se
traduirait à la fois par une moindre participation des
femmes au marché du travail (-3,2 points) et par une
hausse du travail à temps complet (4,5 points), du fait
de transitions massives de femmes travaillant
actuellement à mi-temps vers le non-emploi (40 %
des femmes initialement à mi-temps arrêteraient de
travailler) et de femmes à 80 % vers un emploi à plein
temps (40 % également). Ces ajustements reflètent
en partie les différences de qualification entre les
femmes qui travaillent à mi-temps, moins qualifiées,
et celles qui travaillent à 80 %, plus qualifiées. Les
différences de comportements de ces deux groupes
confirment la nécessité de distinguer finement la
durée de travail des femmes lorsqu’on étudie les
effets des coûts de garde d’enfant sur l’offre de
travail des jeunes mères.
Conclusion
Notre modèle estimé à partir des données de
l’enquête sur les revenus fiscaux met en évidence les
ajustements complexes qui s’opèrent en France sur
la participation des jeunes mères au marché du
travail mais surtout sur le temps de travail (temps
partiel/temps complet, mais aussi, à l’intérieur du
temps partiel, mi-tem ps ou 80 %), face à la
rémunération du travail féminin et aux coûts de garde
d’e n f a n t s. G l o b a l e m e n t, n o u s t r o u v o n s l a
participation au marché du travail et les heures de
travail choisies peu sensibles aux dépenses de garde.
Le recours à une garde payante varie un peu plus
fortement en fonction des coûts. Ces conclusions
rejoignent celles de Ribar (1995) sur données
a m é r i c a i n e s, à d o n n é e s c o m p a r a b l e s.
Conditionnellement au modèle choisi, nos résultats
semblent robustes. Cependant, les études sur
données américaines qui disposent de données sur le
volume horaire de garde trouvent généralement un
impact des coûts de la garde formelle sur l’offre de
travail plus important. Les effets d’une hausse de
salaire sur l’offre de travail et le recours à une garde
payante sont en revanche conformes à l’intuition et
aux études précédentes sur données françaises.
Nous montrons également que le choix des heures de
travail est fortement dépendant des incitations
financières. En particulier, les barèmes actuels de
l’APE incitent un grand nombre de mères à travailler
à 80 % ou à mi-temps, alors que ces choix seraient
beaucoup moins fréquents en l’absence d’APE. Ces
résultats confirment l’importance pour la question
étudiée ici d’une modélisation de l’offre de travail
non seulement à la marge extensive, c’est-à-dire par
une équation de participation au marché du travail,
mais aussi à la marge intensive, en distinguant
différentes durées de travail possibles.
Les enseignements des simulations de politique
é c o n o m i q u e s o n t d e p l u s i e u r s n a t u r e s. L a
suppression de la réduction d’impôt pour garde
d’enfants n’aurait que des effets assez marginaux sur
le recours à une garde payante et l’offre de travail
agrégée. En revanche, la suppression de l’APE aurait
des effets non négligeables sur l’offre de travail des
femmes et sur le recours à une garde payante.
Notamment, lorsqu’on simule la suppression l’APE
de rang 2,11 % des femmes éligibles se remettent à
travailler et la part des ménages recourant à une
garde payante augmente de près de 4 points.
Les conclusions de cette étude présentent certaines
limites, qui tiennent à la fois aux données disponibles
et à la modélisation retenue, les deux aspects étant
liés. La principale limite imposée par les données est
l’absence d’informations sur le volume d’heures de
garde, ce qui empêche de décomposer les dépenses
de garde entre prix et quantité et finalement
d’estimer une fonction de demande d’heures de
garde. Dans la modélisation retenue, la seule
variation du volume d’heures de garde déclarées en
réponse à un changement du dispositif socio-fiscal
tient à un éventuel changement de tranche horaire sur
le marché du travail. Ainsi, conditionnellement à
l’offre de travail, la demande d’heures de garde
formelle est supposée parfaitement inélastique. La
validation de cette hypothèse demanderait des
études à partir d’autres sources comme les enquêtes
sur les emplois du temps des ménages.
Une autre limite du modèle, commune à la plupart
des études existantes, est l’absence de modélisation
de l’offre de services de garde et, plus généralement,
d’effets d’équilibre général. Les contraintes d’offre
sont prises en compte par l’introduction d’un taux
d’équipement en crèches et assistantes maternelles,
mais ce dernier est supposé exogène à toute variation
de la demande de garde et des prix de garde
(notamment, l’offre n’est pas ajustée dans nos
simulations de politique économique). La prise en
charge d’une grande part des coûts de garde d’enfant
par d’autres acteurs que les ménages (l’État, les
collectivités locales et les employeurs) a un effet
primordial sur l’offre. La suppression de tout ou
partie de ces prises en charges (ce dernier cas
correspondrait environ à un quadruplement des
coûts de garde à la charge des ménages) aurait non
seulement les effets mis en évidence par notre
modèle, mais aussi un effet agrégé de disparition
d’une part de l’offre et des effets indirects sur les
impôts. Nous ne sommes pas en mesure, à partir des
coûts déclarés par les ménages, de reconstituer le
coût total pour la collectivité des gardes d’enfants.
Les sommes prises en compte dans le modèle sont, de
ce fait, relativement faibles et il n’est pas étonnant
que les effets mis en évidence sur l’offre de travail
soient également faibles.
Enfin, le modèle mis en oeuvre est statique, bien que,
pour de multiples raisons, le processus d’offre de
travail des femmes puisse être considéré comme
dynamique. D’un point de vue purement financier,
certaines incitations non prises en compte dans le
modèle sont dynamiques, comme les allocations de
chômage, qui dépendent de l’histoire sur le marché
du travail, et la prise en compte de la durée de
cotisation pour la retraite dans la décision d’activité.
Indépendamment du système socio-fiscal, les
décisions de fécondité au cours du cycle de vie
peuvent introduire un aspect dynamique dans le
problème d’offre de travail des femmes. On pourrait
ainsi être amené à mettre en doute l’hypothèse
adoptée ici d’exogénéité de la fécondité.
Il serait intéressant de compléter l’analyse des
réformes de politique économique examinées dans
cet article par une évaluation de leurs effets sur les
finances publiques (au sens large, c’est-à-dire État
plus organismes sociaux). Cependant, estimer le
coût ou le gain pour l’État de telles réformes est
complexe, compte tenu des ajustements réalisés par
les ménages sur les heures travaillées et sur le recours
à une garde payante. Les variations induites sur la
masse salariale jouent à la fois sur les recettes de
l’État via les cotisations sociales sur les salaires et
les impôts payés, et sur les dépenses via les
prestations familiales versées. La prise en compte
des cotisations sociales dans notre modèle ne
pourrait se faire qu’au prix d’une complexité accrue,
principalement à cause des allégements de charges
sur les bas salaires qu’il faudrait alors modéliser. Les
changements en termes de recours à une garde
payante jouent indirectement sur les dépenses de
l’État pour les gardes d’enfants (plus ou moins
d’Afeama versée, de subventions aux crèches ...) et
directement sur les recettes, via les réductions
d’i m p ô t a u t i t r e d e l a g a r d e p a y a n t e. L a
non-distinction du type de mode de garde dans nos
données ne permet pas de calculer précisément les
montants des diverses aides et subventions entrant en
je u a v a nt e t a p r è s u n e r é f o r m e. U n c a lc u l
approximatif montre que la suppression de la
réduction d’impôt pour frais de garde hors domicile
se traduirait certes par un gain net pour l’État, mais ce
gain serait deux fois plus faible que l’économie
initialement escomptée en l’absence de réactions des
m é n a g e s. C e t o r d r e d e g r a n d e u r i l l u s t r e
l’importance, lors de l’évaluation d’une réforme, de
l a p r i s e e n c o m p t e d e s c h a n g e m e n t s d e
comportements des agents induits par la réforme.
Annexe 1 : les dispositifs publics
Les principaux dispositifs en vigueur en 1997 ayant trait à la
subvention des coûts de garde d’enfant et à l’arrêt d’activité
des parents de jeunes enfants sont présentés ci-dessous.
Dispositifs pour une garde en structure collective
Il existe différents types de structures collectives d’accueil
des jeunes enfants hors du domicile parental : crèches
collectives, crèches familiales (accueil chez une assistante
maternelle et activité collective en crèche), crèches mixtes
(accueil chez une assistante maternelle jusqu’à 2 ans puis
accueil en crèche), halte-garderies (accueil temporaire). Le
coût de la garde en crèche dépend de la taille de la famille et
augmente en fonction du revenu. Toutefois, il peut varier
d’une collectivité locale à une autre, l’application du barème
préconisé par la Caisse nationale des allocations familiales
n’étant pas obligatoire.
Réduction d’impôt
Les frais engagés pour faire garder ses enfants hors du
domicile (crèche et assistante maternelle principalement)
ouvrent droit à une réduction d’impôt égale à 25 % des frais
restant à la charge des familles, dans la limite de 15 000
francs, soit 2 287 euros, par enfant. La réduction maximale
est donc de 572 euros par enfant de 0 à 6 ans.
L’aide à la famille pour l’emploi d’une assistante
maternelle agréée (Afeama)
L’Afeama (Aide à la famille pour l’emploi d’une assistante
maternelle), créée en 1991, est accordée à tous les ménages
faisant garder un enfant de moins de 6 ans par une assistante
maternelle agréée au domicile de celle-ci. Cette aide
consiste en la prise en charge directe et totale des cotisations
pat ronales et salariales par les caisses d’allocations
familiales ou les mutualités sociales agricoles. Les familles
perçoivent également une majoration forfaitaire, fonction de
l’âge de l’enfant et, depuis janvier 2001, des ressources du
ménage. En juillet 1997, le montant mensuel de cette
majoration (après CRDS) était de 124 euros par enfant de
moins de 3 ans, et de 62 euros par enfant de 3 à 6 ans. Les
frais engagés ouvrent droit aux réductions d’impôts pour
frais de garde hors du domicile.
L’aide pour une garde d’enfant à domicile (Aged)
L’Aged (Allocations de garde d’enfant à domicile) est
attribuée aux ménages dont les membres exercent une
activité professionnelle et emploient une personne à leur
domicile pour assurer la garde d’au moins un enfant de
moins de 6 ans. L’Aged peut être cumulée avec l’Afeama,
avec l’allocation parentale d’éducation (APE) à taux partiel
et les dépenses occasionnées par l’emploi d’un intervenant à
domicile donnent droit à une réduction d’impôt. Le montant
maximal de l’Aged était en janvier 1997 de 1 957 euros par
trimestre pour un enfant de moins de trois ans et de 489 euros
par trimestre pour un enfant de 3 à 6 ans ou en cas de cumul
avec l’APE temps partiel. Ces montants sont conditionnés
par l’exercice d’une activité professionnelle. Notamment,
pour les salariés, le revenu tiré de l’activité doit doit être au
minimum de 1 005 euros par trimestre.
La loi de finances de la Sécurité sociale de 1998 a réduit les
plafonds de prise en charge des cotisations patronales et
salariales (versement direct à l’Urssaf) et les déductions
fiscales (diminution de moitié du plafond). Depuis janvier
1998, les taux de prise en charge des cotisations sont
également différenciés selon l’âge des enfants et les
ressources des ménages. La réduction d’impôt est de 50 %
des sommes engagées dans la limite d’un plafond qui
s’élève à 6 860 euros depuis l’imposition sur les revenus de
1997, soit une réduction maximale de 3 430 euros.
L’allocation parentale d’éducation (APE)
L’APE (allocation parentale d’éducation) s’adresse à toute
personne qui interrompt ou réduit son activité à l’occasion
de la naissance du deuxième enfant sous condition d’activité
de plus de 2 ans au cours des 5 années précédant la naissance
(au cours des dix dernières années pour le troisième enfant).
L’allocation est versée jusqu’aux 3 ans de l’enfant. Selon la
réduction du temps de travail, trois taux sont distingués. Le
taux plein correspond à un arrêt d’activité. Le taux temps
partiel court à un mi-temps ou moins et le taux temps partiel
long à un taux de temps partiel compris entre 50 et 80 %. Les
montants mensuels correspondants sont respectivement
d’environ 3 000,2 000 et 1 500 francs. Depuis 1995,
l’allocation à temps partiel peut être versée à chacun des
conjoints, dans la limite d’un cumul inférieur à l’allocation
accordée en cas d’arrêt complet d’activité.
Tableau A1
dépenses à la charge des ménages et prises en charge par l’État et les collectivités locales
Cnaf, chiffrage 2002, rapport Leprince (2003) pour le Haut Conseil à la Population et à la Famille.
Annexe 2 : méthode de simulation
Nous utilisons une extension de la méthode GHK (voir par
exemple Gouriéroux et Monfort, 1996, p. 98 et 105) qui
permet d’obtenir un estimateur sans biais de E h vv D [ ( ) ]1∈,
où h est une fonction intégrable, D est un domaine
rectangulaire, et v est un vecteur gaussien de matrice de
variance Σ. Notations : dans toute lasuite,Ï• et Ï• désignent
respectivement la densité et la fonction de répartition de la
loi normale centrée réduite, Ï•2 et Ï•2 désignent la densité et
la loi de répartition de la normale centrée réduite à deux
dimensions.
Dans chacune des huit situations possibles, on désigne par Σ
la variance des aléas inobservés conditionnelle à l’ensemble
des variables observées. Le problème générique
[1] est de
calculer des espérances de la forme E h vv D [ ( ) ]1∈, où v est
gaussien de variance Σ, h est une fonction donnée (facile à
évaluer) et où le domaine D est défini par un système de
contraintes du type :
Dans le système précédent, A1 et B1 sont des constantes, mais
A2 et B2 sont des fonctions de v1. Le domaine D n’est donc
pas rectangulaire.
Si on note C la matrice de Cholesky de Σ (matrice
triangulaire telle que Σ = CC’), le vecteur u défini par v Cu=
est gaussien de matrice de variance identité. Comme C est
triangulaire inférieure, le système de contraintes sur le
vecteur u est également triangulaire inférieur
Ces contraintes définissent un domaine D* dans le plan
( , )u u 1 2. Tirons us1 dans la loi normale centrée réduite
tronquée sur l’intervalle [, ]A B 1 1 et us2 dans la loi normale
centrée réduite tronquée sur l’intervalle [ ( ), ( )]A u B u s s2 1 2 1.
Alor ] est
s, un simulateur sans biais de E h vv D [ ( ) 1∈
h Cu p u s s ( ) ( ) 1 avec
s
En effet, la loi jointe de u u u s s =( , ) 1 2 a pour densité
Si on tire S réalisations du vecteur us, l’espérance
E h vv D [ ( ) ]1∈ sera approchée par le simulateur
Les estimations présentées dans le texte ont été réalisées
avec S = 50. On constate empiriquement qu’à partir de
S = 20, les estimations ne varient quasiment plus avec S.
(1) Dans la suite de ce paragraphe, on raisonne en dimension 2.
L’argument s’entend facilement aux dimensions supérieures.
Annexe 3 : vraisemblance du modèle
Dans la suite de cette annexe, on note w* et D* les variables
aléatoires dénotant le salaire et la dépense de garde, pour les
distinguer de leurs réalisations w et d. Rappelons le modèle
latent :
L’utilité du ménage s’écrit
avec
Les coefficients β β β β cc ch hh fh, , , ne contiennent que de
l’hétérogénéité observée. Le vecteur des résidus ε ε ε ε w f d h, , ,
est supposé suivre une loi normale centrée et de matrice de
covariance Σ générale.
Le modèle observable est défini comme suit :
- H ne peut prendre que 4 valeurs (0,20,30,39);
- F ne peut prendre que 2 valeurs (0,1);
- les croisements de F et H définissent huit états, respectivement de 1 à 8 : (0,0), (0,20), (0,30), (0,39), (1,0),
- 1,20), (1,30), (1,39);
- les salaires ne sont observés que lorsque la femme travaille;
- les dépenses de garde ne sont observées que pour les femmes qui recourent à une garde payante.
Le problème du ménage est de choisir l’état qui maximise
son utilité sous sa contrainte de budget. Celle-ci dépend,
entre autres, du salaire reçu (donc de w) et de la dépense de
garde (donc de d).
En notant Uhf l’utilité dans la situation ( , )H h F f= =, on a
U V h f hf hf h f = + +ε ε où Vhf ne dépend que des résidus εw et
ε ε d hf hf w d V V, ( , )=. On a alors :
Avec cette modélisation, toutes les différences d’utilité
entre états font intervenir des aléas inobservés, ce qui est
cohérent avec nos données : dans l’échantillon, les 8
situations possibles sont représentées, y compris le cas où la
femme ne travaille pas et recourt (4% des ménages dans
lesquels la femme ne travaille pas recourent à une garde
extérieure payante)
[2].
(2) Ribar (1995) fait porter l’hétérogénéité inobservée sur les
coefficients βfh et βh, voir équation (3). Il en résulte que la
différence d’utilité U U 0 0 0 1, , − est déterministe. Ribar est donc
contraint de supposer que la situation (0,1) (non travail et recours à
une garde payante) n’existe pas et de supprimer de son échantillon
les observations correspondantes.
On peut calculer une fois pour toutes l’utilitéV0 0, pour tous
les individus (conditionnellement à la valeur courante des
paramètres du modèle) car cette utilité ne fait pas intervenir
de résidus inobservés. Les autres quantités Vhf contiennent
des résidus inobservés et doivent être calculées pour chaque
simulation.
Dans notre modèle, les femmes dont la productivité horaire
est inférieure au Smic horaire (30 francs) ne peuvent pas
travailler. Leur choix est donc restreint aux situations (H =
0, F = 0) et (H = 0, F = 1). Pour les observations dans ces
deux situations, la vraisemblance contient donc deux termes
: le premier correspond aux femmes qui ont une productivité
inférieure au Smic, le deuxième aux femmes qui ont une
productivité supérieure au Smic et qui ont choisi la situation
parmi les huit situations possibles.
On désigne par εw la valeur (individuelle) deεw telle que la
productivité de l’individu est juste égale au Smic horaire,
c’est-à-dire ε γ w w w SMIC x= −ln ( ).
Les probabilités des huit états (h, f) définissent des
domaines tels que ceux introduits dans la description de la
méthode de simulation. Ces domaines sont les suivants.
État (0,0)
Dans cet état comme dans l’état (0,1), la femme ne travaille
pas (états 1 et 5). Cela peut être parce que sa productivité est
trop faible (ε ε w w < ) ou dans le cas contraire parce que la
situation (0,0) est optimale parmi les huit choix possibles.
Les perturbations εd et εw ne sont pas observées. On peut
écrire la vraisemblance L L L 0 0 0 0 1 0 0 2, , , , , = + avec
États (20,0), (30,0) et (39,0)
Dans cet état comme dans les deux suivants, la femme
travaille et ne recourt pas à une garde payante. Dans ces cas,
εd est inobservé, εw est connu. La vraisemblance s’écrit :
Les contributions à la vraisemblance des observations dans
les états (30,0) et (39,0) s’obtiennent de manière analogue.
État (0,1)
Par analogie avec le cas (0,0), on a L L L 0 1 011 0 1 2, , , , , = + avec
États (20,1), (30,1) et (39,1)
Dans les trois derniers états, la femme travaille et recourt à
une garde payante. Alors, dès que les paramètres du modèle
sont connus, on connaît les résidus εw et εd. La contribution
à la vraisemblance des observations dans l’état (20,1) s’écrit
La vraisemblance dans les états (30,1) et (39,1) s’écrit de
manière analogue. Dans ces trois cas, la probabilité faisant
intervenir les résidus des préférences s’écrit comme une
intégrale unidimensionnelle, par conditionnement des lois
normales. Cette intégrale est calculée numériquement à
l’aide d’une quadrature de Gauss-Legendre. Pour les états
(20,1) et (30,1), il est nécessaire de pratiquer un lissage sur
les bornes intervenant dans l’intégration numérique. En
effet, rien ne garantit a priori, pour une valeur non optimale
des paramètres, que les bornes encadrant le résidu εh soient
dans le bon ordre. Dans le cas où les bornes sont inversées,
on obtient en l’absence de lissage une probabilité estimée
négative de l’état pour l’observation en question. La
procédure de lissage permet d’éviter ce problème en
renvoyant un nombre positif très faible en lieu et place d’un
n omb re né gati f. À l’opt im um, les bor ne s son t bi en
ordonnées pour toutes les observations.
Annexe 4 : calcul des élasticités
Un certain nombre d’élasticités sont présentées dans le
texte. Ces élasticités font référence au déplacement de la
variable endogène, mesurée sur l’ensemble de la population
concernée, rapportée à la variation du paramètre exogène
simulée. Le calcul de ces élasticités a été conduit à partir des
matrices de transitions entre états générées par un grand
nombre de simulations du modèle après estimation (voir la
q u a t r i è m e s e c t i o n d e l a t r o i s i è m e p a r t i e - L a
vraisemblance-).
Considérons d’abord le cas d’une variable discrète. Notons
M la matrice de transition telle que nous la calculons, avec
pour case générique Mij, nombre de femmes dans l’état i
avant la réforme et dans l’état j après la réforme. Le nombre
de femmes estimé dans la situation k avant (respectivement
après) la réforme est proportionnel à
(respectivement
. L’élasticité par rapport au
paramètre considéré est alors évaluée comme :
Considérons maintenant le cas d’une variable continue,
l’offre totale de travail féminin (il s’agit ici des heures de
travail). Notons que cette variable n’est pas vraiment
continue puisque l’estimation du modèle a été faite en
discrétisant les heures de travail en quatre catégories
(0,20,30,39). En gardant les mêmes notations que
précédemment, notons également Hk le nombre d’heures de
travail correspondant à la situation
k H H H H( , , ) 1 5 2 6 0 20= = = = etc..
Notons H0 le nombre d’heures travaillées avant la réforme
estimée,
La différence estimée du nombre d’heures travaillées avant
et après la réforme s’écrit :
L’élasticité par rapport au paramètre considéré est alors
évaluée comme :
Pour synthétiser les transitions qui s’opéreraient à la suite
d’une réforme (transitions données par les matrices d’état à
état dont certaines sont présentées dans l’article) et pour
faciliter la comparaison de nos résultats avec ceux des
articles qui ne considèrent que la décision de participation
sur le marché du travail, il est commode de décomposer la
variation du nombre total d’heures travaillées avant et après
une réforme en deux effets :
- un effet dit “extensif” qui correspond à la différence entre le total des heures des femmes qui se mettent à travailler et le total des heures de celles qui arrêtent de travailler ;
- un effet “intensif” qui correspond à la variation des heures travaillées de celles qui travaillent dans les deux situations.
Les termes “intensif” et “extensif” sont mis entre guillemets
car ils diffèrent légèrement de leur acception habituelle dans
les modèles d’offre de travail.
Notons maintenant Hj le nombre d’heures travaillées dans
la colonne j de la matrice (heures “après réforme”,
H H 1 2 0 20= =, , )etc.; Hi le nombre d’heures travaillées dans
la ligne i de la matrice (heures “avant réforme”,
H H 1 2 0 20= =, , )etc.; ∆H H H ij j i = − avec évidemment
∆H T ii = =0 ; 2,3,4,6,7,8 l’ensemble des situations où la
femme travaille.
Alors la variation du nombre total d’heures travaillées
s’écrit :
d’où la décomposition
Les deux premiers termes de la décomposition sont
r e g r o u p é s d a n s u n s e u l e f f e t, d a n s l a m e s u r e o ù
généralement, l’un des deux termes est strictement ou quasi
nul, selon la réforme considérée.
L’i m p o r t a n c e r el a t i v e d e s d e u x ef f e t s éc l a i r e su r
l’importance de faire la distinction entre décision d’activité
et nombre d’heures travaillées. Cette distinction renvoie
économiquement à la différence entre les notions de poste
de travail et de volume de travail.
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Robert-Bobée I. (2002). Des coûts de garde d’enfants parfois
élevés malgré des aides publiques importantes, Données
Sociales, Insee.
NOTES
[(*)]
Insee.
Insee.
[(**)]Crest.
E-mail : iisabelle. robert-bobee@ insee. fr
Crest.
E-mail : iisabelle. robert-bobee@ insee. fr
[(1)]L’Afeama correspond à la prise en charge des cotisations
sociales des assistantes maternelles et au versement d’une aide
complémentaire aux familles.
L’Afeama correspond à la prise en charge des cotisations
sociales des assistantes maternelles et au versement d’une aide
complémentaire aux familles.
[(2)]Les estimations de l’élasticité (non compensée) de la
participation au salaire proposées par Powell (2002) et Ribar
(1995) sont respectivement 0,8 et de 0,1 à 0,5 suivant les
spécifications. Averett et alii (1997) présentent des estimations
de l’élasticité du nombre d’heures travaillées au salaire variant
entre 1 et 1,5 suivant les modèles.
Les estimations de l’élasticité (non compensée) de la
participation au salaire proposées par Powell (2002) et Ribar
(1995) sont respectivement 0,8 et de 0,1 à 0,5 suivant les
spécifications. Averett et alii (1997) présentent des estimations
de l’élasticité du nombre d’heures travaillées au salaire variant
entre 1 et 1,5 suivant les modèles.
[(3)]Les élasticités de la participation féminine au coût de la
garde estimées par Blau et Robins (1988), Cleveland et alii
(1996), Connelly (1992), Ribar (1995), Powell (1997), Blau et
Hagy (1998), Michalopoulos et Robins (2000) varient de-0,39
à -0,02 suivant les spécifications et les champs. S’agissant de
l’élasticité du nombre d’heures de travail, Averett et alii (1997)
présentent un chiffre élevé, -0,78, à comparer par exemple à
Michalopoulos et alii (1992), pour lesquels cette élasticité est
proche de zéro.
Les élasticités de la participation féminine au coût de la
garde estimées par Blau et Robins (1988), Cleveland et alii
(1996), Connelly (1992), Ribar (1995), Powell (1997), Blau et
Hagy (1998), Michalopoulos et Robins (2000) varient de-0,39
à -0,02 suivant les spécifications et les champs. S’agissant de
l’élasticité du nombre d’heures de travail, Averett et alii (1997)
présentent un chiffre élevé, -0,78, à comparer par exemple à
Michalopoulos et alii (1992), pour lesquels cette élasticité est
proche de zéro.
[(4)]Les femmes mariées sont un peu plus âgées que les autres.
Le taux d’emploi, le recours à une garde payante et les dépenses
de garde sont très proches dans les deux sous-populations.
Les femmes mariées sont un peu plus âgées que les autres.
Le taux d’emploi, le recours à une garde payante et les dépenses
de garde sont très proches dans les deux sous-populations.
[(5)]La part des femmes peu diplômées étant élevée (près de
60 % des mères d’enfants de moins de 7 ans ne sont pas
titulaires du Baccalauréat), le niveau de vie des ménages
diminue légèrement lorsqu’on retire de l’échantillon les
institutrices et professeurs, professions exercées par des
femmes plutôt diplômées.
La part des femmes peu diplômées étant élevée (près de
60 % des mères d’enfants de moins de 7 ans ne sont pas
titulaires du Baccalauréat), le niveau de vie des ménages
diminue légèrement lorsqu’on retire de l’échantillon les
institutrices et professeurs, professions exercées par des
femmes plutôt diplômées.
[(6)]Pendant l’année scolaire 1999-2000,35 % des enfants de 2
ans sont scolarisés et le taux de scolarisation est voisin de
100 % entre 3 et 5 ans (source : Éducation nationale, Repères
références statistiques 2001).
Pendant l’année scolaire 1999-2000,35 % des enfants de 2
ans sont scolarisés et le taux de scolarisation est voisin de
100 % entre 3 et 5 ans (source : Éducation nationale, Repères
références statistiques 2001).
[(7)]Cette cohérence est importante pour le calcul de la
contrainte budgétaire.
Cette cohérence est importante pour le calcul de la
contrainte budgétaire.
[(8)]Pour toutes les femmes salariées la majeure partie de
l’année, la durée annuelle de travail prise en compte est de 52
fois la durée hebdomadaire de travail recueillie à l’enquête
Emploi. Ce choix conduit à sous-estimer les salaires horaires
des femmes salariées ayant connu une courte période de
chômage, dans la mesure où les traitements et salaires déclarés
au fisc comprennent à la fois les salaires et les allocations de
chômage perçus au cours de l’année, sans distinction possible
entre ces deux sources de revenus. La solution alternative
consistant à utiliser le calendrier d’activité de l’enquête Emploi
pour rapporter les salaires et traitements au nombre effectif de
mois travaillés conduirait à l’inverse à surestimer les salaires
horaires, à cause des allocations de chômage.
Pour toutes les femmes salariées la majeure partie de
l’année, la durée annuelle de travail prise en compte est de 52
fois la durée hebdomadaire de travail recueillie à l’enquête
Emploi. Ce choix conduit à sous-estimer les salaires horaires
des femmes salariées ayant connu une courte période de
chômage, dans la mesure où les traitements et salaires déclarés
au fisc comprennent à la fois les salaires et les allocations de
chômage perçus au cours de l’année, sans distinction possible
entre ces deux sources de revenus. La solution alternative
consistant à utiliser le calendrier d’activité de l’enquête Emploi
pour rapporter les salaires et traitements au nombre effectif de
mois travaillés conduirait à l’inverse à surestimer les salaires
horaires, à cause des allocations de chômage.
[(9)]Nous incluons aussi la réduction d’impôt pour enfants à
charge poursuivant leurs études (collège, lycée).
Nous incluons aussi la réduction d’impôt pour enfants à
charge poursuivant leurs études (collège, lycée).
[(10)]L’abandon le plus préjudiciable a priori dans notre
contexte est celui des aides au logement. En effet, celles-ci
dépendant négativement des revenus du ménage, sont
désincitatives au travail (elles réduisent les ressources nettes
tirées d’un accroissement du volume horaire). Laroque et
Salanié (2000) utilisent l’information sur le statut d’occupation
du ménage contenue dans l’enquête Emploi (propriétaire,
locataire secteur libre, locataire HLM) et imputent à chaque
ménage locataire une aide basée sur le loyer plafond idoine du
barème des aides au logement.
L’abandon le plus préjudiciable a priori dans notre
contexte est celui des aides au logement. En effet, celles-ci
dépendant négativement des revenus du ménage, sont
désincitatives au travail (elles réduisent les ressources nettes
tirées d’un accroissement du volume horaire). Laroque et
Salanié (2000) utilisent l’information sur le statut d’occupation
du ménage contenue dans l’enquête Emploi (propriétaire,
locataire secteur libre, locataire HLM) et imputent à chaque
ménage locataire une aide basée sur le loyer plafond idoine du
barème des aides au logement.
[(11)]Le salaire du mari est calculé comme un douzième du
revenu annuel déclaré au fisc, un peu moins de 10 % des
hommes de l’échantillon ont un salaire inférieur à un Smic à
temps complet.
Le salaire du mari est calculé comme un douzième du
revenu annuel déclaré au fisc, un peu moins de 10 % des
hommes de l’échantillon ont un salaire inférieur à un Smic à
temps complet.
[(12)]Si en théorie, les hommes peuvent également cesser ou
réduire leur activité professionnelle pour s’occuper de leurs
enfants, en pratique les ajustements d’activité concernent
surtout les mères. En particulier, seuls 1 % des allocataires de
l’Ape sont des hommes. On modélise donc ici seulement
l’offre de travail féminine.
Si en théorie, les hommes peuvent également cesser ou
réduire leur activité professionnelle pour s’occuper de leurs
enfants, en pratique les ajustements d’activité concernent
surtout les mères. En particulier, seuls 1 % des allocataires de
l’Ape sont des hommes. On modélise donc ici seulement
l’offre de travail féminine.
[(13)]L’interprétation des coefficients du recours F dans
l’utilité est donc délicate, puisque ces coefficients captent les
effets, d’une part des préférences intrinsèques des ménages
quand au type de mode de garde, d’autre part des dépenses de
garde lorsqu’ils recourent à une garde informelle.
L’interprétation des coefficients du recours F dans
l’utilité est donc délicate, puisque ces coefficients captent les
effets, d’une part des préférences intrinsèques des ménages
quand au type de mode de garde, d’autre part des dépenses de
garde lorsqu’ils recourent à une garde informelle.
[(14)]Une option alternative consisterait à modéliser
explicitement un prix de garde dans le secteur formel et un prix
de garde dans le secteur informel (suivant en cela Heckman,
1974), les paramètres relatifs à ce dernier étant identifiés par
les choix des ménages.
Une option alternative consisterait à modéliser
explicitement un prix de garde dans le secteur formel et un prix
de garde dans le secteur informel (suivant en cela Heckman,
1974), les paramètres relatifs à ce dernier étant identifiés par
les choix des ménages.
[(15)]En revanche, nous avons, par souci de simplicité, décidé
de ne pas inclure les heures dans les variables explicatives du
salaire horaire ou dans la variance de εw, comme le font par
exemple Laroque et Salanié (2000).
En revanche, nous avons, par souci de simplicité, décidé
de ne pas inclure les heures dans les variables explicatives du
salaire horaire ou dans la variance de εw, comme le font par
exemple Laroque et Salanié (2000).
[(16)]Nous utilisons le paramétrage Σ=CC', où C est
triangulaire, et n’imposons pas de contrainte sur les
coefficients de la matrice de Choleski C.
Nous utilisons le paramétrage Σ=CC', où C est
triangulaire, et n’imposons pas de contrainte sur les
coefficients de la matrice de Choleski C.
[(17)]Un élément susceptible de donner du poids à cet argument
est le fait que la part des jeunes mères qui ne travaillent pas est
nettement plus élevée parmi les femmes les moins diplômées
Un élément susceptible de donner du poids à cet argument
est le fait que la part des jeunes mères qui ne travaillent pas est
nettement plus élevée parmi les femmes les moins diplômées
[(18)]Le constat de mauvais fit de cette équation est assez
courant dans les études de cetype. Par exemple, pour l’étude de
Guillot (1996), le R2 pour la régression des dépenses de garde
estimée en première étape est seulement de 0,097. Les
équations de dépenses de garde estimées par régression ou par
Tobit lors d’étapes préliminaires présentaient des R2
également faibles, entre 0,10 et 0,13.
Le constat de mauvais fit de cette équation est assez
courant dans les études de cetype. Par exemple, pour l’étude de
Guillot (1996), le R2 pour la régression des dépenses de garde
estimée en première étape est seulement de 0,097. Les
équations de dépenses de garde estimées par régression ou par
Tobit lors d’étapes préliminaires présentaient des R2
également faibles, entre 0,10 et 0,13.
[(19)]Pour le modèle estimé sur le champ des familles avec
e n f a n t s d e m o i n s d e 3 a n s, c e s c o e f f i c i e n t s s o n t
unidimensionnels. Les statistiques de test correspondantes
suivent donc sous l’hypothèse nulle des lois du khi-deux à deux
degrés de liberté. Pour le modèle estimé sur le champ complet,
ces coefficients sont bidimensionnels (constante et nombre
d’enfants de moins de trois ans). Les statistiques de test
correspondantes suivent donc sous l’hypothèse nulle des lois
du khi-deux à quatre degrés de liberté.
Pour le modèle estimé sur le champ des familles avec
e n f a n t s d e m o i n s d e 3 a n s, c e s c o e f f i c i e n t s s o n t
unidimensionnels. Les statistiques de test correspondantes
suivent donc sous l’hypothèse nulle des lois du khi-deux à deux
degrés de liberté. Pour le modèle estimé sur le champ complet,
ces coefficients sont bidimensionnels (constante et nombre
d’enfants de moins de trois ans). Les statistiques de test
correspondantes suivent donc sous l’hypothèse nulle des lois
du khi-deux à quatre degrés de liberté.
[(20)]Ces valeurs des corrélations sont robustes à toutes les
spécifications alternatives et à l’estimation sur des champs
différents. Cela montre que les hypothèses a priori que l’on
peut être tenté de faire sur la nullité de certaines corrélations ne
sont pas fondées.
Ces valeurs des corrélations sont robustes à toutes les
spécifications alternatives et à l’estimation sur des champs
différents. Cela montre que les hypothèses a priori que l’on
peut être tenté de faire sur la nullité de certaines corrélations ne
sont pas fondées.
[(21)]Rappelons ici que l’étude porte uniquement sur le recours
ou non à une garde hors domicile. Les données disponibles ne
permettant pas de modéliser le recours à une garde à domicile
(deuxième partie - Les données -), nous ne pouvons donc pas
étudier les effets des réductions d’impôt pour l’emploi d’un
salarié à domicile ou de l’Aged sur ce type de recours.
Rappelons ici que l’étude porte uniquement sur le recours
ou non à une garde hors domicile. Les données disponibles ne
permettant pas de modéliser le recours à une garde à domicile
(deuxième partie - Les données -), nous ne pouvons donc pas
étudier les effets des réductions d’impôt pour l’emploi d’un
salarié à domicile ou de l’Aged sur ce type de recours.
[(22)]Le montant de l’aide dépend de la durée de travail : arrêt
complet d’activité (APE taux plein), activité à mi-temps (APE
temps partiel court) ou à temps partiel au-delà d’un mi-temps
(APE temps partiel long).
Le montant de l’aide dépend de la durée de travail : arrêt
complet d’activité (APE taux plein), activité à mi-temps (APE
temps partiel court) ou à temps partiel au-delà d’un mi-temps
(APE temps partiel long).
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