Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
182 pages
p. 51 à 69
doi: en cours
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no 162 2004/1
Choix d’activité des mères vivant en couple et recours aux services de garde d’enfants
Olivier Guillot [(*)]
L’objetde cetarticle estd’analyserconjointementlechoixd’activitédesmèresdejeunesenfantsetladécisionderecourir
aux services de garde, l’accent étant mis sur le rôle du coût de la garde. Un premier modèle Logit polytomique est utilisé
pour opposer les trois situations suivantes : (1) inactivité, (2) emploi et garde intra-ménage ou non rémunérée, (3) emploi
etgarderémunérée. Puis ladistinctionentre temps partielet temps complet est introduite. Lesdonnéesproviennentd’une
enquête auprès d’un échantillon de couples meurthe-et-mosellans avec enfant(s) non scolarisé(s). D’après les résultats
des estimations, le coût de la garde a un impact négatif sur la probabilité pour les mères de travailler, à temps complet ou
non, et de recourir à une garde rémunérée.Mots-clés :
activité féminine, travail à temps partiel, garde des jeunes enfants, coût horaire de la garde.
Theaim ofthis article is to analyse intandem the choiceof mothers withyoungchildren toworkandtheirdecision to use
childcareservices,thefocusbeingontheimpactofthecostofcare.First,amultinomiallogitmodelisusedtocontrastthe
following threesituations: (1) non-work, (2) workandintra-household orunpaidchildcare, (3) workand paidchildcare.
Thedistinctionbetweenpart-timeandfull-timeworkis thenintroduced. ThedataaretakenfromaFrenchlocalsurveyof
coupleswithpreschoolchildren.Thestudyshowsthatthecostofcarehasanegativeeffectontheprobabilitythatmothers
will work, whether full-time or part-time, and use paid care.Keywords :
female labour market participation, part, time work, child care, hourly cost of child care.
L’auteur remercie les deux rapporteurs anonymes de la revue Économie et Prévision, ainsi que les participants à la session
« Allocation du temps » des 19es Journées de microéconomie appliquée (Saint-Malo, juin 2002), notamment I. Cadoret, pour leurs
précieuses remarques et suggestions.
L’objet decet article est d’analyser conjointement le choix d’activité des mères de jeunes enfants et la
décision de recourir aux services de garde, l’accent étant mis sur le rôle du coût de la garde. Un
premiermodèle Logit polytomique est utilisé pouropposer les trois situations suivantes : (1) inactivité,
(2) emploi et garde intra-ménage ou non rémunérée, (3) emploi et garde rémunérée. Puis la
distinction entre temps partiel et temps complet est introduite. Les données proviennent d’une enquête
auprès d’un échantillon de couples meurthe-et mosellans avec enfant(s) non scolarisé(s). D’après les
résultats des estimations, le coût de la garde a un impact négatif sur la probabilité pour les mères de
travailler, à temps complet ou non, et de recourir à une garde rémunérée.
La France compte plus de 4 millions d’enfants de
moins de 6 ans, dont plus de 2 millions de moins de 3
ans
[1]. Parmi ceux qui vivent avec leurs deux parents
(ce qui est le cas pour plus de 90 % de ces jeunes
enfants), six sur dix ont une mère active (au sens du
BIT) – cette proportion étant un peu plus élevée chez
les 3-5 ans que parmi les moins de 3 ans : 66,3 %
contre 60,1 %, d’après les chiffres de l’enquête
Emploi de mars 2000 (Avenel et Roth, 2001).
Durant les années 1990, le taux d’activité des mères
vivant en couple et ayant un seul enfant à charge, âgé
de moins de 3 ans, a continué à croître, passant de
76,6 % en 1990 à 80,2 % en 1999 (Roth et Avenel,
2000)
[2]. La participation au marché du travail est
également devenue un peu plus fréquente chez les
femmes en couple ayant trois enfants ou plus, dont au
moins un de moins de 3 ans (de 31,7 % à 35,3 %).
Dans le cas des mères de deux enfants (dont le plus
jeune a moins de 3 ans), en revanche, c’est une forte
baisse du taux d’activité, due à la mise en place de
l’Allocation parentale d’éducation (APE) “de rang
2”, qui a été observée
[3] : en 1999,57 % de ces mères
avaient un emploi ou étaient au chômage, contre
66,3 % en 1990.
Si une prestation sociale telle que l’APE est destinée
à permettre aux mères, ou à leur conjoint, de s’arrêter
momentanément de travailler pour s’occuper de
leurs jeunes enfants, le versement de cette allocation
venant compenser en partie la perte de revenu liée au
retrait d’activité, d’autres dispositifs – ces deux
prestations spécifiques que sont l’Aide à la famille
pour l’emploi d’une assistante maternelle agréée
(AFEAMA) et l’Allocation de garde d’enfant à
domicile (AGED), des réductions d’impôt, ainsi que
l’application de tarifs dégressifs dans les crèches –
visent au contraire à favoriser le maintien decelles-ci
sur le marché du travail et ce par la prise en charge
d’une partie des frais de garde d’enfants. En 1999,
d’après les résultats de l’enquête Services de
proximité réalisée par l’Insee, ce sont près de 70 %
des ménages faisant appel à une garde rémunérée
pourleurs enfants de moinsde 3 ans qui bénéficiaient
de l’AFEAMA ou de l’AGED, ou/et qui s’étaient vu
accorder une réduction d’impôt au titre de la garde
(Flipo et Sédillot, 2000). En dépit de ces mesures, le
coût de la garde pour les ménages peut être élevé,
surtout dans le cas d’une garde à domicile
(Robert-Bobée, 2002).
Aux États-Unis, la question du recours aux services
de garde d’enfants a fait l’objet de nombreux travaux
micro-économétriques. Dans certaines études,
visant àmettre en évidence lesdéterminants du choix
entre les différents modes de garde, l’offre de travail
de la mère est supposée exogène (Duncan et Hill,
1975,1977 ; Hofferth et Wissoker, 1992 ; Lehrer,
1983,1989 ; Leibowitz et alii, 1988 ; Robins et
Spiegelman, 1978). Le plus souvent, toutefois, les
décisions d’activité et de demande de services de
garde ont été conjointement modélisées, l’analyse
étant centrée sur lerôledu coûtde lagarde (Anderson
et Levine, 1999; Blau et Hagy, 1998; Blau et Robins,
1988 ; Connelly et Kimmel, 1999 ; Folk et Beller,
1993 ; Klerman et Leibowitz, 1990 ; Leibowitz et
alii, 1992 ; Michalopoulos et Robins, 2000 ;
Michalopoulosetalii, 1992; Ribar, 1992,1995)
[4].
En France, jusqu’à présent, peu de travaux ont été
menés sur cette question. Autant que l’on puisse en
juger, seules trois études micro-économétriques
peuvent être citées : celle que l’on doit à Flipo et
Sédillot (2000) et les deux études conduites par
Guillot (1996,2002)
[5].
Dans l’étude de Flipo et Sédillot (2000), étude
réalisée à partir de données provenant des enquêtes
Servicesde proximité 1996 et 1999de l’Insee, c’est le
cas desménages avec au moins un enfant demoins de
3 ans qui a été envisagé. L’analyse économétrique a
porté uniquement sur la décision relative au mode de
garde : choix entre garde rémunérée, aide informelle
gratuite et garde intra-ménage (que la mère soit
active ou non), d’une part, choix entre garde à
domicile, accueil chez une assistante maternelle et
garde en structure collective (dans le cas où la mère
travaille et fait appel à une garde rémunérée), d’autre
part. En outre, aucune variable de prix n’a été
introduite.
La plus récente des deux autres études (Guillot,
2002) est assez proche de celle menée par Flipo et
Sédillot, bien que s’intéressant à une autre
sous-population. Dans cette analyse, qui s’appuie
sur les données de l’enquête Emploi du temps
1998-1999 de l’Insee, l’attention a été focalisée sur
le cas des parents dont les jeunes enfants sont tous
scolarisés. Seule la question du choix entre garde
rémunérée, aide informelle et garde intra-ménage
(pour la prise en charge des jeunes enfants en dehors
du temps scolaire, lorsque la mère est active
occupée) a été explorée. L’impact éventuel du coût
horaire de la garde n’a pu être pris en compte, la
source utilisée ne renseignantpassur le montant de la
dépense en services de garde.
La troisième étude (Guillot, 1996) a porté sur les
mères dont le plus jeuneenfant estâgé de moins de11
ans. Cette étude a été réalisée à partir des données de
la deuxième vague ( 1986) de l’E nquête
socio-économique auprès des ménages lorrains
(ESEML)
[6]. L’échantillon étant de petite taille,
aucune distinction n’a pu être opérée entre le cas des
femmes ayant au moins un enfant non scolarisé et le
cas de celles dont les enfants sont tous scolarisés, ni
entre les différents modes de garde payants. En
revanche, c’est un modèle mettant en relation la
décision d’activité de la mère et le choix de faire
appel ou non aux services de garde qui a été spécifié
et testé, le coût de la garde étant explicitement pris en
compte. Les résultats de l’analyse ont mis en
évidence un effet significatif (négatif) du coût
horaire de garde sur la probabilité d’activité et de
recours à un mode de garde hors ménage, rejoignant
en cela les conclusions de la plupart des travaux
américains
[7].
Dans cet article, c’est en s’appuyant sur une source
plus récente que l’ESEML, et sans doute plus
adéquate, que l’on tente de modéliser conjointement
les choix d’activité et de recours aux services de
garde d’enfants. Centrée sur le cas des mères en
couple ayant de jeunes enfants non scolarisés,
l’analyse empirique que l’on propose ici est, en
outre, un peu plus fine que celle menée par Guillot
(1996). En effet, s’agissant de la décision d’activité,
dans l’un des deux modèles que l’on estime, on
introduit une distinction entre travail à temps partiel
et travail à temps complet. Il convient également de
souligner que l’impact éventuel des contraintes liées
à l’offre de services de garde y est appréhendé de
manière plus satisfaisante (à l’aide d’un indicateur
de rationnement)
[8].
La source statistique – il s’agit d’une enquête
effectuée en 1996 auprès d’un échantillon de couples
meurthe-et-mosellans ayant au moins un enfant non
scolarisé – est décrite dans la première partie de
l’article. Dans la deuxième partie, on présente le
cadre théorique et les modèles microéconométriques que l’on utilise. Dans la troisième et
dernière partie, on commente les résultats des
estimations.
Les données
Dans cette première partie, on présente d’abord la
source que l’on exploite. Quelques éléments
descriptifs sont ensuite fournis.
La source statistique
Les données proviennent de l’Enquête sur le recours
à l’Allocation parentale d’éducation. Réalisée par
l’Adeps (EPS - CNRS et Université Nancy 2), en
collaboration avec la Caisse d’allocations familiales
(Caf) de Meurthe-et-Moselle et avec le soutien
financier de la Caisse nationale des allocations
familiales (Cnaf), cette enquête en vis-à-vis a été
menée, durant les mois de juin et juillet 1996, auprès
de 715 couples meurthe-et-mosellans ayant tous un
enfant né en 1995, de rang supérieur à un
[9].
L’objectif de cette enquête ad hoc était d’évaluer
l’ampleur du phénomène de non-recours à l’APE et
de tenter d’en identifier les causes
[10]. À cette fin, de
nombreux éléments d’information sur les coûts et
avantages liés à la participation à un tel dispositif ont
été collectés.
La question de la garde des jeunes enfants figure
parmi les thèmes qui ont été abordés. L’enquête
renseigne sur les trois aspects suivants : le mode de
garde, la durée de la garde (nombre d’heures par
semaine) et son coût (montant effectivement
dépensé, par mois et par enfant). S’agissant du mode
de garde, huit cas de figure ont été distingués : la
garde par la mère ou/et le père, la garde assurée
gratuitement par un membre de la famille ou un(e)
ami(e) (hors ménage), le recours à une assistante
maternelle agréée, le recours à une nourrice non
agréée, la crèche collective, la crèche familiale, la
crèche parentale et la garde par une employée à
domicile
[11]. On sait si le ménage bénéficie de
l’AFEAMA ou de l’AGED ; le montant de
l’éventuelle réduction d’impôt pour frais de garde ou
pour l’emploi d’un salarié à domicile est également
connu, mais uniquement pour certains ménages (sur
ces différents dispositifs, cf. encadré 1).
Encadré 1 : les prestations et réductions d’impôt visant à solvabiliser la demande de services
de garde d’enfants (France, 1996)
L’Aide à la famille pour l’emploi d’une assistante
maternelle agréée (AFEAMA)
L’AFEAMA s’adresse aux ménages qui emploient une
assistante maternelle agréée pour garder, au domicile de
celle-ci, au moins un enfant de moins de 6 ans. Cette aide
consiste en une prise en charge de l’intégralité des
cotisations salariales et patronales dues au titre de cet
emploi. Les cotisations sont directement réglées à
l’URSSAF par la Caisse d’allocations familiales (Caf) ou la
Caisse de mutualité sociale agricole (CMSA). Le recours à
une assistante maternelle agréée ouvre également droit à
une allocation spécifique, appelée majoration d’AFEAMA.
En 1996, lorsque l’enquête a été réalisée, le montant de
cette prestation versée à la famille était de 800 FF [121,96
euros] par mois pour un enfant de moins de 3 ans et de
400 FF [60,98 euros] pour un enfant de 3 à 6 ans (ce
montant ne pouvant toutefois être supérieur à la
rémunération mensuelle nette de l’assistante maternelle
pour la garde de l’enfant). Depuis le 1er janvier 2001, la
majoration d’AFEAMA varie également en fonction des
ressources du ménage.
L’Allocation de garde d’enfant à domicile (AGED)
L’AGED est destinée aux parents qui exercent une activité
professionnelle et qui ont embauché une personne pour
garder, à leur domicile, un ou plusieurs enfants de moins de
6 ans. Au moment de l’enquête, l’AGED couvrait la totalité
des cotisations sociales (celles-ci étant, là encore,
directement versées à l’URSSAF par la Caf ou la CMSA),
dans la limite d’un plafond trimestriel (11 838 FF ou
5 919 FF [1 804,69 euros ou 902,35 euros], selon que
l’enfant était âgé de moins de 3 ans ou de 3 à 6 ans).
Les réductions d’impôt liées à la garde d’enfants
Les parents faisant garder leur(s) jeune(s) enfant(s) en
crèche, en halte-garderie ou chez une assistante maternelle
agréée peuvent déduire de leur impôt sur le revenu 25 % des
sommes effectivement versées au titre de la garde, ces
dépenses étant retenues dans la limite d’un plafond annuel.
En 1996, ce plafond était de 15 000 FF [2 286,74 euros] par
enfant (ce qui correspond à une réduction d’impôt
maximale de 3 750 FF [571,68 euros] par enfant). Pour les
ménages qui emploient une personne à domicile, la
réduction d’impôt est égale à 50 % du montant des
dépenses, dans la limite d’un plafond annuel. À la date de
l’enquête, c’est un plafond de 90 000 FF [13 720,41euros]
qui était appliqué (soit une réduction d’impôt au plus égale
à 45 000 FF [6 860,21euros]).
L’enquête présente aussi l’intérêt de renseigner sur
l’activité des deux membres du couple. Toutefois, la
description des emplois occupés est fort peu
détaillée. Les informations dont on dispose, pour
l’un et l’autre conjoint, sont les suivantes : la
profession, la durée hebdomadaire de travail, le
temps de travail défini en pourcentage de la durée
légale, le montant du salaire ou du revenu d’activité
indépendante, la nature des horaires de travail (fixes
ou variables), le département et la commune du lieu
de travail. On sait si les deux conjoints étaient actifs
occupés au moment de la naissance de leur dernier
enfant (le nombre d’heures de travail de la mère juste
avant cette naissance étant connu). Les revenus
perçus à cette date par le ménage sont décrits de
manière assez précise.
L’échantillon étudié ici comporte 707 couples
[12],
ayant donc tous, à la date de l’enquête, deux enfants
ou plus, dont au moins un n’est pas scolarisé.
Éléments descriptifs
Dans l’échantillon
[13], 38,3 % des mères ont un
emploi : 18,7 % travaillent à temps partiel et 19,6 % à
temps plein. Moins de 5 % déclarent être au
chômage. Comme on peut s’en douter, le taux
d’emploi est bien moins élevé parmi celles qui ont au
moins trois enfants à charge : seules 25,7 % d’entre
elles sont actives occupées, contre 46,5 % des mères
de deux enfants
[14]. Quant au taux d’emploi des
conjoints, il avoisine les 96 %.
Ce sont plus de 85 % des couples où la femme
travaille qui sont amenés à faire garder leur plus
jeune enfant (cf. tableau 1) : 14,5 % se font aider
gratuitement par un membre de la famille ou un(e)
ami(e) (hors ménage) et 71,1 % utilisent au moins un
service payant
[15]. La durée moyenne de la garde,
qu’ils’agisse d’un servicerémunéré ou non, estde 31
heures par semaine.
Lorsque la mère travaille à temps partiel, le recours
aux services payants est moins fréquent (66,8 % des
cas, contre 75,3 % chez les couples où la femme est
active à temps plein) et, bien évidemment, le nombre
d’heures de garde hebdomadaire est, en moyenne,
plus faible (26 h contre 35 h). En revanche, l’aide
informelle (gratuite) est un peu plus souvent
mobilisée (16,1 % contre 13 %).
C’est l’accueil au domicile d’une assistante
maternelle agréée qui est le mode de garde payant le
plus répandu : parmi les couples où la femme est
active occupée, environ 40 % ont recours à cette
formule pour la prise en charge de leur plus jeune
enfant. Près de 15 % des parents confient leur
dernier-né à une crèche collective (ou à une
halte-garderie), 6,4 % emploient une personne à
domicile et 5 % font appel à une nourrice non agréée.
La garde en crèche familiale ou parentale est très
rare. Les couples utilisant plusieurs modes de garde
payants sont également peu nombreux
[16]. Le fait
que la mère travaille ou non à temps plein a peu
d’incidence sur les taux de recours aux différentes
formules.
Tableau 1
mode de garde du plus jeune enfant
enquête sur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de
Meurthe-et-Moselle / CNAF, 1996).
Tous modes payants confondus, pour la garde d’un
enfant âgé de moins de 3 ans, les couples dépensent
en moyenne un peu plus de 1 300 FF [198 euros] par
mois. Avant prise en compte de l’éventuelle
réduction d’impôt, le coût horaire net moyen de la
garde est d’environ 7,40 FF [1,13 euros] (sur le
calcul du coût horaire, cf. encadré 2). Dans la moitié
des cas, ce coût horaire est inférieur à 6,90 FF [1,05
euros]. Lorsqu’on déduit l’avantage fiscal dont le
ménage a pu bénéficier, le coût horaire net moyen
passe de 7,40 à5,90 FF [de 1,13 euros à0,90 euros ]
(le coût médian tombant à 5,20 FF [0,79 euros ]).
L’accueil chez une assistante maternelle est, de loin,
la solution la moins coûteuse (que l’on se fonde sur le
coût horaire net avant déduction de l’avantage fiscal
ou sur le coût après impôt) : en moyenne, l’heure de
garde par une nourrice agréée revient à moins de 5 FF
[moins de 0,76 euros], soit presque deux fois moins
cher qu’une heure en crèche collective (cf. tableau
2). Toutefois, ce mode de garde est aussi celui pour
lequel la dispersion des coûts horaires est la plus
forte (coefficient de variation de l’ordre de 0,9,
contre 0,4 pour la crèche collective et la garde à
domicile). Avant prise en compte de la réduction
d’impôt, c’est la garde par une employée à domicile
qui est, à l’inverse, la formule la plus onéreuse, le
coût horaire moyen (par enfant) de ce mode de garde
étant supérieur à 15 FF [supérieur à 2,29 euros].
L’avantage fiscal une fois déduit, le coût de la garde à
domicile reste assez élevé (plus de 10 FF [plus de
1,52 euros] de l’heure, en moyenne).
Tableau 2
coût horaire moyen des principaux modes de garde (en francs)
enquête sur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de
L e cadre théorique et les modèles micro-économétriques utilisés
Bien que l’on s’appuie ici sur un échantillon de
couples, seule la décision d’activité de la mère a été
modélisée, l’offre de travail du conjoint étant
supposée exogène, comme dans la plupart des
travaux réalisés aux États-Unis
[17]. Par ailleurs,
s’agissant des comportements en matière de garde,
on a centré l’analyse sur le mode de prise en charge
du plus jeune enfant
[18], deux cas de figure étant
envisagés : la garde intra-ménage (i.e. par la mère
elle-même ou/et par un autre membre du ménage) ou
non rémunérée (informelle), d’une part, le recours à
un (ou plusieurs) service(s) de garde rémunéré(s),
d’autre part. L’échantillon de l’enquête APE étant de
taille restreinte, il n’a pas été possible de faire la
distinction entre les principaux modes de garde
payants.
Dans les développements qui suivent, on présente le
cadre théorique, puis on décrit les deux modèles
micro-économétriques qui ont été utilisés pour
analyser conjointement les choix d’activité et de
recours aux services de garde d’enfants.
Le cadre théorique
Le modèle théorique sur lequel on se fonde ici est un
modèle simple de comportement qui s’inspire de
ceux proposés par Connelly (1992) et Ribar (1992,
1995).
On suppose que la mère est dotée d’une fonction
d’utilité du type :
où C est la consommation d’un bien composite, dont
le prix a été normalisé à l’unité, Q est la qualité
moyenne de la garde et L représente le temps de loisir
de la mère (en heures).
Encadré 2 : calcul du coût horaire net de la garde à partir des informations de l’Enquête
sur le recours à l’APE
Le coût horaire net avant réduction d’impôt a été calculé en
rapportant la dépense mensuelle effective au nombre
d’heures de garde dans le mois (durée hebdomadaire ⋅
4,33). Dans la dépense mensuelle, les cotisations versées
directement à l’URSSAF par la Caf ou la CMSA, dans le
cas de la garde par une employée à domicile ou par une
assistante maternelle agréée, ne sont pas comptabilisées. Le
montant éventuellement perçu au titre de la majoration
d’AFEAMA a également été déduit.
Dans l’Enquête sur le recours à l’APE, l’information sur le
montant de la réduction d’impôt (au titre des frais de garde
hors domicile ou pour l’emploi d’un salarié à domicile)
n’est disponible que pour une partie des ménages concernés
(pour plus de détails sur le questionnaire de cette enquête,
voir Reinstadler, 1999). Par suite, pour l’évaluation du coût
horaire net après impôt, c’est un montant imputé qui a été
pris en compte. Les ressources du ménage au moment de la
naissance du dernier enfant étant relativement bien décrites
(ce qui n’est pas le cas des revenus perçus à la date de
l’enquête), on a pu procéder au calcul du montant de
l’impôt dû en 1996 sur les revenus de 1995. L’avantage
fiscal a été calculé à partir de cet impôt estimé et sur la base
d’une dépense annuelle de garde égale à douze fois le
montant déclaré à la date de l’enquête (i.e. en juin ou juillet
1996).
Les chiffres présentés dans le tableau 2 s’appuient sur un
échantillon « poolé » de 402 enfants (tous âgés de moins de
3 ans, non scolarisés, gardés selon un mode payant, et dont
la mère travaille ou non). Lorsque plusieurs modes de garde
payants sont utilisés pour un même enfant, c’est le coût
horaire du mode de garde principal, défini sur la base du
temps de garde hebdomadaire, qui a été retenu.
Letempsde loisirestdéfinicomme le temps qui n’est
pas consacré au travail marchand (incluant, par
conséquent, le temps alloué à la garde) :
où T est le temps total disponible de la mère (en
heures) etH désigneson nombre d’heures detravail.
Troistypes degarde sont distingués : la gardeassurée
par la mère elle-même (éventuellement secondée par
son conjoint ou/et un autre membre du ménage),
l’aide informelle par un(e) parent(e) ou un(e) ami(e)
(hors ménage) et la garde rémunérée.
La qualité moyenne de la garde (Q) est supposée être
déterminée à partir de la fonction de production
suivante :
Cette fonction de production comporte trois
facteurs : le temps de loisir de la mère (le temps
alloué à lagardereprésentant une certaine fraction de
L), les heures de garde rémunérée (Hr ) et les heures
de garde informelle (Hnr ) ; θ est un vecteur de
paramètres définissant la technologie de production.
La qualité intrinsèque de chacun des trois modes de
garde est considérée comme exogène (parce que non
observée). Pour une qualité donnée de garde
maternelle Qm, la qualité moyenne Q peut être une
fonction croissante ou décroissante de Hr (resp. de
Hnr ) selon que la qualité de lagarde rémunérée (resp.
de la garde informelle) est supérieure ou inférieure à
Qm.
La contrainte budgétaire s’écrit :
où Pr est le coût horaire de la garde rémunérée, Pnr
est le prix implicite d’une heure de garde informelle,
w est le taux de salaire de la mère et R désigne le
revenu du ménage, hors gains d’activité de la mère
(revenu supposé exogène). Le prix implicite Pnr
correspond à la valeur des biens de consommation
que le ménage est supposé transférer, en
contrepartie, à l’individu assurant la garde
(informelle)
[19].
La mère cherche à maximiser (1) sous les contraintes
(2), (3) et (4), ce qui débouche sur des fonctions de
demande de loisir, de garde rémunérée, de garde
informelle et de bien C.
Dans la suite de cet article, on suppose que la
décision d’offre de travail de la mère se résume à un
choix discret : choix de travailler ou non (hypothèse
retenue dans le cadre du premier des deux modèles
micro-économétriques estimés) ou choix entre
temps complet, temps partiel et inactivité (second
modèle). De même, pour ce qui est de la demande de
garde d’enfants, on se focalise sur la décision de
recourir ou non aux services payants, et ce, en ne
tenant pas compte de l’utilisation éventuelle de tels
services dans le cas où la mère n’a pas d’emploi.
Ainsi, dans un premier temps, trois situations ont été
envisagées : (1) la mère ne travaille pas (H = 0); (2) la
mère travaille, à temps complet ou non, et ne fait
appel à aucun service de garde (payant ou non) ou a
uniquement recours à une aide extérieure non
rémunérée (informelle) pour la prise en charge du
plus jeune enfant (H > 0; Hr = 0; Hnr ≥ 0); (3) la
mère travaille et utilise au moins un service de garde
payant (H > 0; Hr > 0; Hnr ≥ 0). Puis la distinction
entre temps partiel et temps complet a été introduite,
les situations prises en compte, au nombre de cinq,
étant alors les suivantes : (1) inactivité (y.c.
chômage) ; (2) travail à temps partiel et garde
intra-ménage ou non rémunérée; (3) travail à temps
partiel et recours à une garde rémunérée; (4) travail à
temps complet et garde intra-ménage ou non
rémunérée; (5) travail à temps complet et recours à
une garde rémunérée.
La mère est supposée évaluer les niveaux d’utilité
associés à ces différentes situations. Elle optera pour
celle qui lui procure l’utilité la plus élevée.
Dans ce cadre théorique, tout accroissement du coût
horaire de la garde rémunérée ( Pr ) provoque une
baisse du niveau d’utilité de la mère dans la (les)
situation(s) où celle-ci travaille en ayant recours aux
services de garde payants, ce qui devrait se traduire
par une diminution de la probabilité, pour la mère, de
choisir cette (ces) situation(s).
Un impact négatif sur l’activité féminine est
également attendu lorsque le coût de la garde
rémunérée est envisagé, de façon plus explicite,
comme un coût lié à la décision de participer au
marché du travail (et non plus seulement en tant que
prix de l’une des composantes du panier de biens et
services de marché acquis par le ménage). En effet,
comme les autres dépenses professionnelles (frais de
transport, de restauration, etc.), ce coût vient réduire
le tauxdesalaire net (noté ′w; avec ′ ≤w w). Par suite,
à salaire de réserve inchangé, lorsque le coût horaire
s’accroît, la participation au marché du travail
devient moins probable. En outre, à mesure que ce
coût s’élève, la probabilité d’exercer une activité à
temps complet devrait diminuer plus fortement que
la probabilité de travailler à temps partiel. Si l’on
suppose que l’effet de substitution prédomine, la
baisse du taux de salaire net (qui équivaut à une
diminution du coût d’opportunité du temps de loisir)
devrait en effet amener la mère à réduire son nombre
d’heures de travail, ce qui rendrait donc plus
probable le choix d’une activité à temps partiel plutôt
qu’à temps complet.
À l’inverse, toutes choses égales par ailleurs (y
compris Pr ), on s’attend à ce qu’une hausse de w, le
taux de salaire que la mère peut espérer obtenir sur le
marché (compte tenu de ses caractéristiques
individuelles), ait pour effet d’accroître la
probabilité que celle-ci soit effectivement active
occupée. Comme toute augmentation des autres
ressources du foyer (R), cette hausse du salaire
horaire de la mère devrait également rejaillir
positivement sur la probabilité de faire appel aux
services de garde payants plutôt qu’à une garde non
rémunérée (si l’on suppose que la garde informelle
peut se classer parmi les biens inférieurs).
Enfin, toute hausse du prix implicite de la garde
informelle ( Pnr ) est de nature à rendre moins
probable le choix d’une situation où ce type de garde
est mobilisé.
Les modèles micro-économétriques utilisés
Une analyse à l’aide de deux modèles Logit
polytomiques
SoitU le niveau d’utilité de la mère i (i = 1, …, N)
ij dans la situation j ( j = 1,..., J ). On suppose que U est
ij une fonction linéaire de K facteurs individuels
(regroupés dans le vecteur Zi ) et d’un terme aléatoire
(εij ) :
où β est le vecteur des paramètres associés aux
j variables exogènes.
La probabilité que la mère i choisisse la situation j est
donnée par :
où Y est une variable discrète qui peut prendre les
i valeurs 1, …, J, en fonction de la situation
effectivement observée pour la mère i.
En faisant l’hypothèse que les termes aléatoires
relatifs aux différents niveaux d’utilité (ε ) sont
ij indépendants et identiquement distribués selon une
loi des valeurs extrêmes – de type I – (McFadden,
1974), on a :
Cette expression de la probabilité associée à la jième
situation est celle que l’on obtient à partir d’un
modèle Logit polytomique non ordonné (ou Logit
multinomial)
[20].
Pour la présente analyse, ce sont deux modèles de ce
type qui ont été utilisés. La variable dépendante (Y )
i du premier modèle est une variable discrète à trois
modalités (correspondant aux trois situations
possibles qui ont été distinguées dans un premier
temps, i.e. : inactivité / chômage, emploi et garde
intra-ménage ou non rémunérée, emploi et garde
rémunérée); celle du second modèle est une variable
à cinq modalités (le fait que l’activité puisse être
exercée à temps partiel plutôt qu’à temps plein étant
pris en compte).
Dans le cadre d’un modèle Logit polytomique non
ordonné, lorsque la variable expliquée comprend J
catégories j (j = 1,..., J; J ≥ 3), on peut former, au
total, J (J -1) / 2 équations pour opposer deux à deux
ces J catégories. Il existe seulement J -1 équations
indépendantes(i.e. J -1 ensembles deparamètresnon
redondants à estimer) : l’une des catégories j étant
prise comme référence, les équations indépendantes
sont celles qui opposent séparément chacune des
autres catégories à cette modalité de référence. Les
coefficients des autres équations peuvent être
obtenus par simple soustraction, à partir des
paramètres estimés de ces J -1 équations
indépendantes.
Le premier modèle utilisé ici comporte donc trois
équations, dont deux équations indépendantes ; le
second, dix équations, dont quatre indépendantes.
En choisissant comme référence, dans l’un et l’autre
modèle, la première situation (où la mère est sans
emploi), on a :
j = 2,3 (1er modèle) ou 2,..., 5 (2e modèle)
où Z représente la kième variable explicative
ik (k = 1, …,K), β est le coefficient de Z dans
jkik l’équation j (à estimer) et α est la constante de
j l’équation j (à estimer); exp( β ) donne l’effet dela
jk variable Z sur la probabilité que la mère se trouve
ik dans la situation j plutôt que dans la situation de
référence.
Ces deux modèles Logit ont été estimés par la
méthode du maximum de vraisemblance
[21].
Les variables explicatives
Trois variables directement issues du modèle
théorique que l’onaexposé plus hautont été prises en
compte dans cette analyse micro-économétrique : le
coût horaire de la garde rémunérée (Pr ), le taux de
salaire de la mère (w) et le revenu du ménage, hors
gains d’activité de la mère (R)
[22].
S’agissant de la première variable, il convient de
préciser que l’on s’est intéressé ici à l’impact du coût
horaire net avant réduction d’impôt, l’introduction
de l’avantage fiscal s’étant révélée délicate
[23].
Comme dans la plupart des travaux existants,
l’analyse a été menée sur la base d’un coût prédit (la
dépense effective en services de garde n’ayant été
observée que pour une fraction de l’échantillon
étudié). Dans la mesure où les ménages recourant à
une garde rémunérée pourraient – de par certaines
caractéristiques inobservées – ne pas être confrontés
au même prix que ceux qui n’y font pas appel, on a
utilisé la procédure en deux étapes de Heckman
(1979), procédure aujourd’hui bien connue. On a
commencé par estimer, sur un échantillon « poolé »
de 800 enfants (tous âgés de moins de 3 ans et non
scolarisés), dont la mèretravaille ou non(échantillon
provenant de l’enquête APE), une équation de
sélection de type Probit, dont la variable dépendante
est codée 1 lorsqu’un mode de garde payant est
utilisé (0 sinon), et ce, afin de calculer, pour chaque
observation, l’inverse du ratio de Mills
[24]. Ensuite,
en introduisant ce coefficient parmi les régresseurs,
ce qui a permis de tenir compte de l’éventuel biais de
sélection, on a procédé à l’estimation d’une équation
de coût sur le sous-échantillon des 402 enfants qui
sont gardés par une personne rémunérée ou
accueillis en structure collective. C’est à partir des
paramètres estimés de cette équation que l’on a
calculé, pour chaque ménage, y compris dans le cas
où une dépense de garde a pu être observée, un coût
horaire prédit (pourlagardeduplusjeune enfant)
[25].
De même, dans les deux modèles Logit
polytomiques, c’est un taux de salaire prédit qui a été
introduit comme variable explicative. Là encore,
pour construire cette variable – il s’agit, plus
précisément, du logarithme du salaire horaire –, on a
utilisé la procédure de Heckman. L’équation de
salaire a été estimée sur le sous-échantillon des 575
femmes ayant travaillé jusqu’au début de leur congé
de maternité et dont le salaire horaire est connu.
Les résultats de l’estimation de l’équation de coût et
de l’équation de salaire sont commentés dans la
troisième partie de cet article.
Les autres variables qui ont été retenues pour cette
analyse (variables communes aux deux modèles)
sont les suivantes : la nationalité
[26], le fait qu’il
s’agisse d’un couple non marié, le nombre d’enfants
à charge, le statut d’activité (actif occupé ou non) et
la nature des horaires de travail du conjoint (fixes,
variables ou sans horaires bien définis), ainsi qu’un
indicateur relatif à l’offre de services de garde
d’enfants dans la commune de résidence.
La plus ou moins grande disponibilité du conjoint,
pour s’occuper des enfants à tel ou tel moment de la
journée ou de la semaine, est un élément qui peut
intervenir dans la décision de recourir ou non à un
service de garde. C’est pour tenter d’appréhender le
rôle de ce facteur que l’on a introduit, parmi les
variablesexplicatives, un jeu d’indicatrices relatives
au statut d’activité et aux horaires de travail du
conjoint (le cas où ce dernier est actif occupé et a des
horaires fixes ayant été retenu comme situation de
référence). On s’attend à ce que le couple ait une plus
faible probabilité de recourir aux services de garde
(rémunérés ou non) lorsque l’homme ne travaille pas
(par rapport à la situation de référence). Il devrait en
aller demême, maisdans une moindremesure, quand
celui-ci a des horaires de travail flexibles.
L’impact éventuel des contraintes liées à l’offre de
services de garde a été pris en compte à l’aide de
l’indicateur suivant : nombre de places offertes en
structure collective (crèche ou halte-garderie) ou
chez des assistantes maternelles agréées pour 100
enfants âgés de 0 à 3 ans, dans la commune de
résidence
[27]. Cetindicateuraégalement étéintroduit
dans les équations Probit des deux modèles de
sélection (i.e. pour l’estimation du coût horaire de la
garde et du taux de salaire).
Les moyennes des variables explicatives des deux
modèles Logit polytomiques, ainsi que celles des
variables figurant dans les équations de coût et de
salaire, sontfourniesenannexe, dans le tableau A.1.
Les résultats
Avant de s’intéresser aux résultats des deux modèles
Logit polytomiques, il convient de se pencher sur les
équations de coût et de salaire.
Les résultats de l’estimation des équations de coût
et de salaire
Estimation de l’équation de coût
Les résultats du premier modèle de sélection sont
résumés dans le tableau 3. Le commentaire portera
d’abord sur l’équation de recours aux services de
garde rémunérés, puis sur l’équation de coût
proprement dite.
Parmi les variables qui ont été introduites dans
l’équation de sélection, plusieurs se sont révélées
non significatives : la nationalité, le fait que le couple
ne soit pas marié, le statut d’activité et la nature des
horaires de travail du conjoint, ainsi que le niveau de
ressources du foyer (hors gains d’activité de la
mère). S’agissant du revenu, ce résultat n’est guère
surprenant. Dans la mesure où cette équation n’a pas
été estimée conditionnellement à l’activité de la
mère, deux effets de sens opposé ont pu se
compenser : l’effet positif sur le recours aux services
de garde rémunérés, que l’on s’attendrait à observer,
et l’effet négatif sur l’activité (dû à l’accroissement
du salaire de réserve de la mère), rejaillissant
(négativement) sur la probabilité de faire appel à une
garde extérieure, rémunérée ou non.
En revanche, on constate que la probabilité de
recourir aux services de garde payants est
significativement plus élevée lorsque la mère est
âgée de plus de30 ans. Ilen va demême dans lecas où
celle-ci est titulaire d’un diplôme d’études
supérieures. A l’inverse, le fait que l’enfant soit très
jeune (i.e.âgé de moins de 9mois) et la présence d’au
moins trois enfants à charge sont deux facteurs qui
jouent négativement. Enfin, les résultats de ce
modèle montrent que la capacité d’accueil (en
structure collective ou chez des assistantes
maternelles) dans la commune de résidence a
également un effet significatif : lorsque l’offre de
services est particulièrement développée (i.e.
lorsqu’il existe au moins 45 places pour 100 enfants
âgés de 0 à 3 ans)
[28], le recours à une garde
rémunérée est plus probable.
Tableau 3
paramètres estimés de l’équation de recours aux services de garde et de l’équation de coût
enquête sur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de Meurthe-et-Moselle / CNAF, 1996).
Pour l’équation de coût, outre le terme correcteur de
l’éventuel effet de sélection (i.e. l’inverse du ratio de
Mills, calculé à partir des paramètres estimés de
l’équation précédente), on a retenu les variables
suivantes : l’âge de l’enfant, la taille de la commune
de résidence, la proportion d’assistantes maternelles
agréées dans la population active féminine du canton
de résidence (uniquement dans le cas où le ménage
vit dans une commune de moins de 2 000 habitants),
un jeu d’indicatrices spatiales (permettant de faire la
distinction entre les différentes circonscriptions
d’action médico-sociale du département de la
Meurthe-et-Moselle) et le taux de chômage féminin
dans lecantonde résidence. Si cettedernière variable
a été introduite ici, c’est en raison de l’impact qu’un
taux de chômage élevé pourrait avoir sur les salaires,
notamment sur les rémunérations horaires des
assistantes maternelles (agréées ou non)
[29].
Tableau 4
paramètres estimés de l’équation d’activité et de l’équation de salaire
enquêtesur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de Meurthe-et-Moselle / CNAF, 1996).
Il ressort de cette analyse que le coût horaire de la
garde est, en moyenne, nettement plus élevé dans les
villes de 10 000 habitants ou plus. Cela tient
principalement au fait que la garde par une assistante
maternelle agréée, formule qui est la moins
onéreuse, comme on a pu s’en rendre compte plus
haut, y est moins fréquente
[30]. Autre constatation,
s’agissant des zones rurales : lorsque la commune de
résidence est située dans un canton où les assistantes
maternelles sont relativement nombreuses (i.e. où
celles-ci représentent au moins 6 % de la population
active féminine), la garde est en moyenne bien moins
coûteuse. En revanche, les effets de ces deux
premiers facteurs une fois contrôlés, il n’y a pas de
différence de coût significative entre les
« territoires » d’action médico-sociale de
Meurthe-et-Moselle. Le taux de chômage local n’a
pas non plus d’effet significatif. L’âge de l’enfant est
un élément qui semble intervenir, mais l’effet
observé est difficile à interpréter : faire garder un
enfant âgé de 12 à 17 mois reviendrait, en moyenne,
un peu plus cher
[31].
Par ailleurs, il faut souligner que l’effet de sélection
est de faible ampleur, le coefficient correcteur
(lambda) n’étant significatif qu’au seuil de 10 %. Le
signe négatif semble indiquer que, ceteris paribus,
les couples ayant effectivement recours à une garde
rémunérée ont eu accès à des formules dont le coût
horaire net moyen (avant réduction d’impôt) est un
peu inférieur au prix que les couples non utilisateurs
auraient à payer s’ils décidaient de faire appel aux
services de garde. Quant à la part de la variance
expliquée par les régresseurs, elle est
particulièrement faible (R² ajusté de 0,11)
[32].
Estimation de l’équation de salaire
Les paramètres estimés du second modèle de
sélection ont été reportés dans le tableau 4. Ces
résultats, relativement standard, seront plus
brièvement commentés.
S’agissant de l’équation d’activité, ce qui mérite
d’être noté, c’est l’impact significatif, là encore, du
volume de services de garde offerts : toutes choses
égales par ailleurs, lorsqu’elles résident dans une
commune où les contraintes d’offre s’exercent
moins fortement, les mères ont de plus grandes
chances d’avoir travaillé jusqu’au début de leur
congé de maternité.
Les variables introduites dans l’équation de salaire
sont les suivantes : l’âge (comme «proxy » de
l’expérience professionnelle), le niveau de diplôme,
le nombre d’enfants (juste avant la dernière
naissance), la zone d’emploi, le taux de chômage
féminin dans le canton de résidence, ainsi que
l’inverse du ratio de Mills issu de l’équation
précédente. S’agissant des trois premières variables,
on observe les effets attendus : le taux de salaire
augmente avec l’âge et le niveau de diplôme ; à
l’inverse, le fait d’avoir au moins deux enfants joue
négativement (un effet sans doute imputable aux
interruptions d’activité). Les conditions locales du
marché du travail, en revanche, n’ont guère
d’incidence. Enfin, on notera qu’il n’y a pas d’effet
de sélectionet quela qualité de l’ajustement est assez
satisfaisante (R² ajusté de 0,44).
Les résultats de l’estimation des deux modèles
Les résultats du premier modèle Logit polytomique
sont présentés dans le tableau 5 ; ceux du second
modèle, dans le tableau 6
[33].
Les résultats du premier modèle
Les résultats de l’estimation du premier modèle
mettent clairement en évidence le rôle déterminant
du coût horaire de la garde. Toutes choses égales par
ailleurs, conformément à l’hypothèse avancée plus
haut, plus ce coût potentiel est élevé, moins il y a de
chances que la mère travaille en ayant recours aux
services de garde rémunérés. Estimé aux valeurs
moyennes des variables quantitatives et aux valeurs
modales des variables indicatrices
[34], l’effet
marginal
[35] est particulièrement marqué : lorsque le
coût horaire prédit s’accroît de 1 F, la probabilité
d’activité et de recours à une garde rémunérée
diminue de 12,5 points. Quant à la probabilité de
travailler sans faire appel aux services payants, elle
augmente de 2 points. Au total, si l’on combine ces
deuxeffets, l’élasticité de la probabilité d’emploipar
rapport au coût horaire de la garde est de-1,87
[36].
Le tauxde salairepotentielde lamèrejoue également
dans le sens attendu. La probabilité pour celle-ci
d’être active occupée est d’autant plus forte que le
niveau de rémunération auquel elle peut prétendre,
compte tenu de ses caractéristiques individuelles, est
plus élevé. En outre, à mesure que le salaire horaire
de la mère s’accroît, le recours aux services de garde
rémunérés devient plus probable (par rapport au
choix de travailler en n’utilisant aucun service ou en
faisant uniquement appel à une garde gratuite).
Dans le choix entre garde rémunérée et garde
intra-ménage ou aide informelle (sachant que la
mère travaille), le montant des autres ressources du
foyer est aussi un élément qui intervient. Là encore,
c’est l’effet attendu que l’on observe : la probabilité
d’utiliser un ou plusieurs services payants augmente
avec le niveau de revenu.
Comme on peut s’en douter, lorsque la famille
compte trois enfants ou plus, la probabilité que la
mère ait un emploi est significativement plus faible.
Par ailleurs, on constate que le fait d’avoir au moins
quatre enfants a un impact négatif sur la probabilité
de travailler en faisant appel à une garde rémunérée
plutôt qu’à une garde intra-ménage ou non
rémunérée. Si le recours aux services payants est
moins probable danscecas defigure, peut-êtreest-ce
parce que les parents ont davantage la possibilité de
confier leur dernier-né à l’un de ses frères ou sœurs
plus âgés.
Par rapport à la situation de référence (où le conjoint,
actif occupé, a des horaires de travail fixes), les
mères dont le conjoint est inactif ou au chômage ont
de plus grandes chances de travailler sans recourir à
une garde rémunérée plutôt que d’être elles-mêmes
sans emploi, ce qui est conforme à l’effet attendu. À
l’inverse, la probabilité d’être active occupée est
significativement plus faible pour celles dont le
conjoint n’a pas d’horaires de travail bien définis, un
résultat difficile à interpréter
[37]. En revanche, le fait
que l’homme ait des horaires variables ne semble pas
être un élément déterminant.
Dans les couples où au moins l’un des deux conjoints
n’a pas la nationalité française, la mère est plus
susceptible de travailler en n’utilisant aucun service
de garde ou en mobilisant exclusivement son réseau
d’entraide familiale.
Enfin, et ce point a déjà pu être souligné plus haut, on
constate que les contraintes relatives à l’offre de
services de garde ont un impact significatif : toutes
choses égales par ailleurs, dans les communes où il
existe moins de 30 places d’accueil pour 100 enfants
âgés de 0 à 3 ans, les mères ont une plus faible
probabilité de travailler en recourant à une garde
rémunérée plutôt que d’être inactives ou au
chômage.
Tableau 5
paramètres estimés du premier modèle Logit polytomique
Enquête sur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de Meurthe-et-Moselle / CNAF, 1996).
Les résultats du second modèle
D’après les résultats du second modèle Logit, le coût
de la garde a un impact négatif à la fois sur la
probabilité que la mère travaille à temps complet en
faisant appel aux services de garde rémunérés et sur
la probabilité pour celle-ci d’exercer une activité à
temps partiel en utilisant de tels services. Alors que
l’on s’attendait à ce que ce facteur influe davantage
sur le temps plein que sur le temps partiel, on
s’aperçoit que les effets marginaux sont d’ampleur
comparable : une augmentation de 1 FF du coût
horaire prédit entraîne une baisse de 6,8 points de la
probabilité d’activité à temps complet et de recours
aux services payants et une diminution de 5,6 points
de la probabilité d’activité à temps partiel avec garde
rémunérée (ces effets étant estimés, comme
précédemment, aux valeurs moyennes des variables
quantitatives et aux valeurs modales des
indicatrices). En d’autres termes, contrairement à ce
que l’on pouvait supposer, l’accroissement du coût
horaire de la garde n’aurait pas pour effet de rendre
plus probable le choix de travailler à temps partiel
plutôt qu’à temps plein, en ayant recours aux
services de garde rémunérés
[38].
Dans cette décision, le taux de salaire de la mère ne
semblepas non plus avoir un rôle déterminant. Ainsi,
lorsque le salaire horaire s’accroît, la probabilité de
travailler à temps complet n’augmente pas plus
fortement que celle d’être à temps partiel. Ceci
suggère que, dans le cas particulier de ces mères
vivant en couple, les effets de substitution et de
revenu se compensent plus ou moins.
Tableau 6
paramètres estimés du second modèle Logit polytomique
enquête sur le recours à l’APE (ADEPS / CAF de Meurthe-et-Moselle / CNAF, 1996).
De même, les mères ayant au moins trois enfants à
charge n’ont pas de plus grandes chances d’exercer
une activité à temps partiel plutôt qu’à temps
complet, en recourant à une garde rémunérée, que
celles qui n’ont que deux enfants. Ce résultat n’est
pas très surprenant ; en effet, c’est dès l’arrivée du
deuxième enfant que le choix du temps partiel, pour
mieux concilier vie familiale et vie professionnelle,
devient plus fréquent (Bourreau-Dubois et alii,
2001). En revanche, comme on pouvait s’y attendre,
le montant des autres revenus du foyer a un effet
positif (de faible ampleur, mais significatif) sur cette
probabilité.
Par ailleurs, on observe que la probabilité de
travailler à temps plein plutôt que d’être sans emploi,
en faisant appel ou non aux services de garde
rémunérés, est significativement plus élevéepourles
mères dont le conjoint est inactif ou chômeur (deux
éléments semblant ici se conjuguer : la plus grande
disponibilité du conjoint pour s’occuper des enfants
et un niveau de revenu, hors gains d’activité de la
mère, en moyenne plus faible). Quant à l’effet des
contraintes relatives à l’offre de garde, il ne s’est
révélé significatif (au seuil de 5,4 % seulement) que
dans l’opposition entre activité à temps complet,
avec recours aux services payants, et inactivité ou
chômage.
Conclusion
Dans cet article, à partir des données d’une enquête
réalisée, en 1996, auprès d’un échantillon de couples
meurthe-et-mosellans ayant au moins un enfant non
scolarisé, les décisions d’activité et de recours aux
services de garde d’enfants ont été conjointement
analysées. C’est au rôle du coût de la garde que l’on
s’est plus particulièrement intéressé, l’estimation
d’uneéquation de coût ayantpermisde calculer, pour
chaque ménage, un coût horaire prédit. Comme la
plupart des travaux nord-américains sur la question,
cette étude montre que le coût de la garde a un impact
négatif sur la probabilité qu’ont les mères de jeunes
enfants d’être actives occupées et de recourir à une
garde rémunérée.
Les résultats présentés ici ne sont peut-être qu’en
partie généralisables. En effet, outre le fait que l’on
exploite une enquête locale, cette analyse ne porte
pas sur l’ensemble des mères de jeunes enfants non
scolarisés mais uniquement sur celles qui vivent en
couple et qui ont au moins deux enfants. Qui plus est,
dans l’échantillon étudié, les mères sont toutes – à
quelques exceptions près – potentiellement éligibles
à l’APE, ce qui pourrait expliquer, au moins dans une
certaine mesure, qu’elles soient particulièrement
sensibles à l’accroissement du coût horaire de la
garde (l’APE permettant de compenser en partie la
pertede revenuoccasionnée parun retrait temporaire
du marché du travail).
Pour enrichir l’analyse, comme on l’a déjà souligné,
il serait intéressant de pouvoir introduire une
distinction entre les principaux modes de garde
payants (l’accueil chez une assistante maternelle
agréée, la garde par une nourrice non agréée, la
crèche collective et la garde à domicile). En outre,
pour chacune de ces formules, c’est le coût horaire
net après impôt qu’il conviendrait de prendre en
compte dans les estimations.
Annexe
Tableau A.1
moyennes des variables explicatives(1)
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et leurs familles : éléments de cadrage socio-démographique”,
in DREES, « Les modes de garde et d’accueil des jeunes
enfants », Document de travail, n° 1, collection statistiques,
DREES, Paris.
NOTES
[(*)]
ADEPS - EPS (CNRS et Université Nancy 2).
E-mail : oolivier. guillot@ univ-nancy2. fr
ADEPS - EPS (CNRS et Université Nancy 2).
E-mail : oolivier. guillot@ univ-nancy2. fr
[(1)]Au 1er janvier 2003, en France métropolitaine, l’effectif
des enfants âgés de 0 à 5 ans était estimé à 4,47 millions; celui
de s 0- 2 an s à 2,29 mi l l i on s ( sou r ce : I ns ee, bi l an
démographique 2002).
Au 1er janvier 2003, en France métropolitaine, l’effectif
des enfants âgés de 0 à 5 ans était estimé à 4,47 millions; celui
de s 0- 2 an s à 2,29 mi l l i on s ( sou r ce : I ns ee, bi l an
démographique 2002).
[(2)]Taux d’activité au sens du BIT, sur la base des enquêtes
Emploi de 1990 et 1999.
Taux d’activité au sens du BIT, sur la base des enquêtes
Emploi de 1990 et 1999.
[(3)]L’APE peut être versée aux parents qui cessent leur
activité, ou qui passent d’un temps plein à un temps partiel,
pour s’occuper de leurs jeunes enfants. Pour bénéficier de
cette prestation, il faut avoir au moins deux enfants à charge,
dont un âgé de moins de 3 ans, et avoir travaillé, selon le cas,
pendant au moins deux ans au cours des cinq années précédant
l’arrivée du dernier enfant (si l’APE est demandée au titre d’un
enfant de rang 2) ou au moins deux ans au cours des dix
dernières années (enfant de rang 3 ou supérieur). C’est en 1994
que le droit à l’APE a été étendu aux familles de deux
enfants. Avant cette réforme, en effet, seules les familles de
trois enfants ou plus étaient éligibles. Pour une analyse de
l’impact de la mise en place de l’APE de rang 2 sur l’activité
des mères de deux enfants, voir, notamment, Afsa (1999) et
Piketty (1998).
L’APE peut être versée aux parents qui cessent leur
activité, ou qui passent d’un temps plein à un temps partiel,
pour s’occuper de leurs jeunes enfants. Pour bénéficier de
cette prestation, il faut avoir au moins deux enfants à charge,
dont un âgé de moins de 3 ans, et avoir travaillé, selon le cas,
pendant au moins deux ans au cours des cinq années précédant
l’arrivée du dernier enfant (si l’APE est demandée au titre d’un
enfant de rang 2) ou au moins deux ans au cours des dix
dernières années (enfant de rang 3 ou supérieur). C’est en 1994
que le droit à l’APE a été étendu aux familles de deux
enfants. Avant cette réforme, en effet, seules les familles de
trois enfants ou plus étaient éligibles. Pour une analyse de
l’impact de la mise en place de l’APE de rang 2 sur l’activité
des mères de deux enfants, voir, notamment, Afsa (1999) et
Piketty (1998).
[(4)]Pour une revue partielle, voir Cleveland et alii (1996).
Pour une revue partielle, voir Cleveland et alii (1996).
[(5)]On recense également quelques travaux purement
descriptifs. Voir, notamment, Aliaga et Flipo (2000),
Desplanques (1993) et Flipo et Olier (1996).
On recense également quelques travaux purement
descriptifs. Voir, notamment, Aliaga et Flipo (2000),
Desplanques (1993) et Flipo et Olier (1996).
[(6)]L’ESEML est le fruit d’une collaboration entre la Direction
régionale de l’Insee-Lorraine et l’ADEPS (EPS − CNRS et
Université Nancy 2).
L’ESEML est le fruit d’une collaboration entre la Direction
régionale de l’Insee-Lorraine et l’ADEPS (EPS − CNRS et
Université Nancy 2).
[(7)]À noter que dans leur étude s’intéressant à la demande, en
France, de services d’aide à domicile (incluant la garde
d’enfants au domicile des parents), Flipo et Olier (1998) ont
également pu conclure à l’existence d’un effet significatif du
coût de ces services sur la probabilité d’y faire appel.
À noter que dans leur étude s’intéressant à la demande, en
France, de services d’aide à domicile (incluant la garde
d’enfants au domicile des parents), Flipo et Olier (1998) ont
également pu conclure à l’existence d’un effet significatif du
coût de ces services sur la probabilité d’y faire appel.
[(8)]Dans l’étude de Guillot (1996), c’est une simple
indicatrice, codée 1 lorsqu’il existe une structure collective
d’accueil (crèche ou halte-garderie) dans la commune de
résidence (0 sinon), qui a été utilisée.
Dans l’étude de Guillot (1996), c’est une simple
indicatrice, codée 1 lorsqu’il existe une structure collective
d’accueil (crèche ou halte-garderie) dans la commune de
résidence (0 sinon), qui a été utilisée.
[(9)]Dans l’échantillon non pondéré, les ménages où la mère
travaille sont surreprésentés. Cela tient, avant tout, à la
différence entre les taux de sondage qui ont été retenus pour les
trois principaux sous-groupes concernés par l’enquête, à
savoir les bénéficiaires de l’APE à taux plein, les bénéficiaires
à taux partiel et les non-bénéficiaires. Une fois pondéré,
l’échantillon est représentatif de la population étudiée. Sur ce
point, voir Reinstadler (1999).
Dans l’échantillon non pondéré, les ménages où la mère
travaille sont surreprésentés. Cela tient, avant tout, à la
différence entre les taux de sondage qui ont été retenus pour les
trois principaux sous-groupes concernés par l’enquête, à
savoir les bénéficiaires de l’APE à taux plein, les bénéficiaires
à taux partiel et les non-bénéficiaires. Une fois pondéré,
l’échantillon est représentatif de la population étudiée. Sur ce
point, voir Reinstadler (1999).
[(10)]On par le de non-recours (non take-up, dans la
terminologie anglo-saxonne) lorsqu’un individu ne demande
pas à bénéficier d’une prestation à laquelle il a pourtant droit.
On par le de non-recours (non take-up, dans la
terminologie anglo-saxonne) lorsqu’un individu ne demande
pas à bénéficier d’une prestation à laquelle il a pourtant droit.
[(11)]S’y ajoute une modalité « autres cas ».
S’y ajoute une modalité « autres cas ».
[(12)]On a été amené à écarter quelques cas où l’information sur
les revenus ou/et sur les modes de garde est manquante (et n’a
pu donner lieu à imputation).
On a été amené à écarter quelques cas où l’information sur
les revenus ou/et sur les modes de garde est manquante (et n’a
pu donner lieu à imputation).
[(13)]Les chiffres présentés ici sont ceux de l’échantillon
pondéré.
Les chiffres présentés ici sont ceux de l’échantillon
pondéré.
[(14)]Les taux d’emploi et d’activité des mères de deux enfants
que l’on observe dans cette enquête locale (limitée au seul
département de la Meurthe-et-Moselle) sont très proches des
taux nationaux fournis par l’enquête Emploi de 1996. En effet,
selon Piketty (1998), chez les femmes vivant en couple et
ayant deux enfants à charge, le plus jeune étant âgé de 9 à 20
mois (une tranche d’âge peu différente de celle étudiée ici :
l’âg e d u b en j am i n, ch ez l e s co up l es i n t er r o gé s en
Meurthe-et-Moselle, variant de 6 à 18 mois), ces taux
s’élevaient, en mars 1996, à 44 % et 50 %, respectivement
(contre 46,5 % et 51 % dans l’enquête APE).
Les taux d’emploi et d’activité des mères de deux enfants
que l’on observe dans cette enquête locale (limitée au seul
département de la Meurthe-et-Moselle) sont très proches des
taux nationaux fournis par l’enquête Emploi de 1996. En effet,
selon Piketty (1998), chez les femmes vivant en couple et
ayant deux enfants à charge, le plus jeune étant âgé de 9 à 20
mois (une tranche d’âge peu différente de celle étudiée ici :
l’âg e d u b en j am i n, ch ez l e s co up l es i n t er r o gé s en
Meurthe-et-Moselle, variant de 6 à 18 mois), ces taux
s’élevaient, en mars 1996, à 44 % et 50 %, respectivement
(contre 46,5 % et 51 % dans l’enquête APE).
[(15)]Seuls 6,1 % des couples où la femme est sans emploi ont
recours aux services de garde. Ces ménages font un peu plus
souvent appel à une aide extérieure, rémunérée ou non, lorsque
la mère est au chômage plutôt qu’inactive (14,5 % contre 5,4 %
).
Seuls 6,1 % des couples où la femme est sans emploi ont
recours aux services de garde. Ces ménages font un peu plus
souvent appel à une aide extérieure, rémunérée ou non, lorsque
la mère est au chômage plutôt qu’inactive (14,5 % contre 5,4 %
).
[(16)]Toutefois, la proportion de ménages concernés est sans
doute ici quelque peu sous-estimée. En effet, ce point n’a pas
été explicitement abordé dans le questionnaire de l’enquête.
Seuls les cas des ménages ayant spontanément déclaré
combiner plusieurs modes payants (pour un même enfant) ont
donc pu être observés.
Toutefois, la proportion de ménages concernés est sans
doute ici quelque peu sous-estimée. En effet, ce point n’a pas
été explicitement abordé dans le questionnaire de l’enquête.
Seuls les cas des ménages ayant spontanément déclaré
combiner plusieurs modes payants (pour un même enfant) ont
donc pu être observés.
[(17)]On rappellera que dans près de 96 % des couples, l’homme
est actif occupé. En outre, chez les conjoints, le temps partiel
est très peu répandu (3,3 % des cas).
On rappellera que dans près de 96 % des couples, l’homme
est actif occupé. En outre, chez les conjoints, le temps partiel
est très peu répandu (3,3 % des cas).
[(18)]Lorsqu’il y a d’autres enfants non scolarisés dans le
ménage, leur mode de garde est presque toujours identique à
celui du benjamin (si l’on en juge d’après les résultats de
l’enquête APE). En revanche, il n’est pas rare qu’une solution
différente ait été retenue pour la prise en charge, en dehors du
temps scolaire, des enfants un peu plus âgés du ménage. Cette
question de la garde des jeunes enfants scolarisés n’est pas
abordée ici.
Lorsqu’il y a d’autres enfants non scolarisés dans le
ménage, leur mode de garde est presque toujours identique à
celui du benjamin (si l’on en juge d’après les résultats de
l’enquête APE). En revanche, il n’est pas rare qu’une solution
différente ait été retenue pour la prise en charge, en dehors du
temps scolaire, des enfants un peu plus âgés du ménage. Cette
question de la garde des jeunes enfants scolarisés n’est pas
abordée ici.
[(19)]Comme l’a souligné Ribar (1992), sans cette hypothèse
d’un coût indirect (que l’on aurait également pu définir comme
le coût d’opportunité du temps de l’individu qui fournit l’aide),
il ne serait jamais optimal, pour la mère, de recourir aux
services de garde payants.
Comme l’a souligné Ribar (1992), sans cette hypothèse
d’un coût indirect (que l’on aurait également pu définir comme
le coût d’opportunité du temps de l’individu qui fournit l’aide),
il ne serait jamais optimal, pour la mère, de recourir aux
services de garde payants.
[(20)]Sur le modèle Logit polytomique, voir, par exemple,
Liao (1994).
Sur le modèle Logit polytomique, voir, par exemple,
Liao (1994).
[(21)]Les traitements ont été réalisés sur données pondérées, à
l’aide du logiciel LIMDEP.
Les traitements ont été réalisés sur données pondérées, à
l’aide du logiciel LIMDEP.
[(22)]Le prix implicite de la garde informelle (P nr ), en
revanche, n’a pu être introduit parmi les variables explicatives,
la source utilisée n’apportant aucun élément d’information sur
cet aspect.
Le prix implicite de la garde informelle (P nr ), en
revanche, n’a pu être introduit parmi les variables explicatives,
la source utilisée n’apportant aucun élément d’information sur
cet aspect.
[(23)]Le montant de l’éventuelle économie d’impôt dépend à la
fois du niveau de ressources du ménage, du type de garde
rémunérée que celui-ci utilise (garde déclarée ou non, hors
domicile versus à domicile) et du montant de la dépense
effective en services de garde. Pour en tenir compte dans
l’analyse, sans doute faudrait-il s’appuyer sur un modèle
structurel d’offre de travail et de demande de services de garde.
Or l’estimation d’un tel modèle sur un échantillon aussi
restreint que celui de l’enquête APE ne paraît guère
envisageable.
Le montant de l’éventuelle économie d’impôt dépend à la
fois du niveau de ressources du ménage, du type de garde
rémunérée que celui-ci utilise (garde déclarée ou non, hors
domicile versus à domicile) et du montant de la dépense
effective en services de garde. Pour en tenir compte dans
l’analyse, sans doute faudrait-il s’appuyer sur un modèle
structurel d’offre de travail et de demande de services de garde.
Or l’estimation d’un tel modèle sur un échantillon aussi
restreint que celui de l’enquête APE ne paraît guère
envisageable.
[(24)]Une spécification un peu plus complexe (et peut-être plus
appropriée) a également été testée. Dans un premier temps, en
effet, ce sont deux équations de sélection que l’on a cherché à
estimer conjointement : une équation d’activité, dont la
variable dépendante prend la valeur 1 lorsque la mère travaille
(0 dans le cas contraire), et une équation de recours aux
services de garde rémunérés, conditionnellement à l’activité
de la mère. Le modèle que l’on a utilisé est un Probit bivarié
(modèle qui permet de tenir compte de la corrélation entre les
termes d’erreur des deux équations). En raison des problèmes
rencontrés lors de l’estimation (instabilité des paramètres),
cette spécification n’a finalement pu être retenue. On notera
que la plupart des études menées aux Etats-Unis s’appuient sur
ce type de modèle de sélection (les sources exploitées ne
renseignant généralement pas sur les modes de garde des
enfants dont la mère est inactive − ce qui n’est pas le cas ici).
Une spécification un peu plus complexe (et peut-être plus
appropriée) a également été testée. Dans un premier temps, en
effet, ce sont deux équations de sélection que l’on a cherché à
estimer conjointement : une équation d’activité, dont la
variable dépendante prend la valeur 1 lorsque la mère travaille
(0 dans le cas contraire), et une équation de recours aux
services de garde rémunérés, conditionnellement à l’activité
de la mère. Le modèle que l’on a utilisé est un Probit bivarié
(modèle qui permet de tenir compte de la corrélation entre les
termes d’erreur des deux équations). En raison des problèmes
rencontrés lors de l’estimation (instabilité des paramètres),
cette spécification n’a finalement pu être retenue. On notera
que la plupart des études menées aux Etats-Unis s’appuient sur
ce type de modèle de sélection (les sources exploitées ne
renseignant généralement pas sur les modes de garde des
enfants dont la mère est inactive − ce qui n’est pas le cas ici).
[(25)]Il aurait été intéressant de pouvoir estimer des équations
de coût distinctes pour les principaux modes de garde − voir les
études réalisées par Hofferth et Wissoker (1992), Connelly et
Kimmel ( 1999) et Mi chal opoulos et Robins (2000).
M a l h e u r e u s e m e n t, c o m p t e t e n u d u f a i b l e n o m b r e
d’observations, cette approche n’a pu être retenue.
Il aurait été intéressant de pouvoir estimer des équations
de coût distinctes pour les principaux modes de garde − voir les
études réalisées par Hofferth et Wissoker (1992), Connelly et
Kimmel ( 1999) et Mi chal opoulos et Robins (2000).
M a l h e u r e u s e m e n t, c o m p t e t e n u d u f a i b l e n o m b r e
d’observations, cette approche n’a pu être retenue.
[(26)]Cette information n’est pas directement disponible dans
l’enquête. La variable ayant servi de « proxy » est une
indicatrice prenant la valeur 1 lorsque le français n’est pas la
seule langue parlée au sein du ménage (0 sinon). On suppose
que dans ce cas de figure, au moins un des deux conjoints n’a
pas la nationalité française.
Cette information n’est pas directement disponible dans
l’enquête. La variable ayant servi de « proxy » est une
indicatrice prenant la valeur 1 lorsque le français n’est pas la
seule langue parlée au sein du ménage (0 sinon). On suppose
que dans ce cas de figure, au moins un des deux conjoints n’a
pas la nationalité française.
[(27)]Les statistiques relatives aux assistantes maternelles
agréées nous ont été aimablement transmises par le service de
P r o t e c t i o n m a t e r n e l l e e t i n f a n t i l e ( P M I ) d e
Meurthe-et-Moselle. Il s’agit des chiffres au 31.12.1996.
Seules les places d’accueil à la journée ont été comptabilisées
ici. Les statistiques sur les structures d’accueil collectives
(crèches collectives, crèches parentales, structures parentales
innovantes et halte-garderies) ont été recueillies par F. Gérard,
O. Gérard et C. Moeckes, lors de la réalisation de leur mémoire
de maîtrise (Gérard et alii, 1998). Par ailleurs, il convient de
préciser que c’est au nombre d’enfants (de 0 à 3 ans) présents
dans la commune au recensement de mars 1990 que le nombre
de places offertes a été rapporté.
Les statistiques relatives aux assistantes maternelles
agréées nous ont été aimablement transmises par le service de
P r o t e c t i o n m a t e r n e l l e e t i n f a n t i l e ( P M I ) d e
Meurthe-et-Moselle. Il s’agit des chiffres au 31.12.1996.
Seules les places d’accueil à la journée ont été comptabilisées
ici. Les statistiques sur les structures d’accueil collectives
(crèches collectives, crèches parentales, structures parentales
innovantes et halte-garderies) ont été recueillies par F. Gérard,
O. Gérard et C. Moeckes, lors de la réalisation de leur mémoire
de maîtrise (Gérard et alii, 1998). Par ailleurs, il convient de
préciser que c’est au nombre d’enfants (de 0 à 3 ans) présents
dans la commune au recensement de mars 1990 que le nombre
de places offertes a été rapporté.
[(28)]Pour le département de la Meurthe-et-Moselle dans son
ensemble, si l’on se fonde sur cet indicateur, la capacité
d’accueil serait de 32 places pour 100 enfants de 0 à 3 ans.
Parmi les couples interrogés, un peu moins d’un cinquième
vivent dans une commune où au moins 45 % des jeunes enfants
pourraient, en principe, être ainsi pris en charge durant la
journée.
Pour le département de la Meurthe-et-Moselle dans son
ensemble, si l’on se fonde sur cet indicateur, la capacité
d’accueil serait de 32 places pour 100 enfants de 0 à 3 ans.
Parmi les couples interrogés, un peu moins d’un cinquième
vivent dans une commune où au moins 45 % des jeunes enfants
pourraient, en principe, être ainsi pris en charge durant la
journée.
[(29)]À l’instar de Cleveland et alii (1996), on a pris le parti de
n’inclure, dans l’équation de coût, ni le revenu du ménage
(hors gains d’activité de la mère), ni le niveau de diplôme de la
mère, et ce (comme le soulignent Michalopoulos et Robins,
2000, p. 450, note 15) afin d’éviter que les différences dans le
coût horaire prédit (d’un ménage à l’autre) ne soient davantage
le reflet des choix individuels en matière de qualité du service
de garde que le reflet des disparités dans les conditions locales
du marché.
À l’instar de Cleveland et alii (1996), on a pris le parti de
n’inclure, dans l’équation de coût, ni le revenu du ménage
(hors gains d’activité de la mère), ni le niveau de diplôme de la
mère, et ce (comme le soulignent Michalopoulos et Robins,
2000, p. 450, note 15) afin d’éviter que les différences dans le
coût horaire prédit (d’un ménage à l’autre) ne soient davantage
le reflet des choix individuels en matière de qualité du service
de garde que le reflet des disparités dans les conditions locales
du marché.
[(30)]D’après les chiffres de l’enquête APE, dans les villes de
10 000 habitants ou plus, seulement un peu plus d’un quart
(27 %) des couples où la mère travaille font appel à une
assistante maternelle agréée, contre 41 % dans les villes de
2 000 à 10 000 habitants et 60 % dans les communes de moins
de 2 000 habitants.
D’après les chiffres de l’enquête APE, dans les villes de
10 000 habitants ou plus, seulement un peu plus d’un quart
(27 %) des couples où la mère travaille font appel à une
assistante maternelle agréée, contre 41 % dans les villes de
2 000 à 10 000 habitants et 60 % dans les communes de moins
de 2 000 habitants.
[(31)]L’équation de coût a également été estimée en incluant,
parmi les variables explicatives, le nombre d’enfants de moins
de 6 ans présents dans le ménage. Cette variable ne s’est pas
révélée significative.
L’équation de coût a également été estimée en incluant,
parmi les variables explicatives, le nombre d’enfants de moins
de 6 ans présents dans le ménage. Cette variable ne s’est pas
révélée significative.
[(32)]Dans la littérature, le R² de l’équation de coût n’est pas
toujours fourni. Toutefois, au vu des résultats disponibles, il
semble que le pouvoir explicatif de ce type de modèle soit
généralement peu élevé (y compris lorsqu’un grand nombre de
caractéristiques individuelles sont introduites comme
régresseurs). Ainsi, dans les travaux nord-américains où
l’équation de coût a été estimée, comme c’est le cas ici, tous
modes de garde payants confondus, les valeurs du R² que l’on a
pu relever sont les suivantes (dans l’ordre croissant) : 0,09
(Powell, 1997 et 1998), 0,11 (Averett et alii, 1997; Connelly,
1992), 0,15 (Blau et Robins, 1989), 0,18 (Kimmel, 1998) et
0,25 (Connelly et Kimmel, 1999). Par ailleurs, dans l’étude
menée à partir des données de l’ESEML (Guillot, 1996), c’est
un R² ajusté de 0,10 qui a été obtenu.
Dans la littérature, le R² de l’équation de coût n’est pas
toujours fourni. Toutefois, au vu des résultats disponibles, il
semble que le pouvoir explicatif de ce type de modèle soit
généralement peu élevé (y compris lorsqu’un grand nombre de
caractéristiques individuelles sont introduites comme
régresseurs). Ainsi, dans les travaux nord-américains où
l’équation de coût a été estimée, comme c’est le cas ici, tous
modes de garde payants confondus, les valeurs du R² que l’on a
pu relever sont les suivantes (dans l’ordre croissant) : 0,09
(Powell, 1997 et 1998), 0,11 (Averett et alii, 1997; Connelly,
1992), 0,15 (Blau et Robins, 1989), 0,18 (Kimmel, 1998) et
0,25 (Connelly et Kimmel, 1999). Par ailleurs, dans l’étude
menée à partir des données de l’ESEML (Guillot, 1996), c’est
un R² ajusté de 0,10 qui a été obtenu.
[(33)]S’agissant du second modèle, seuls les paramètres estimés
des quatre équations indépendantes ont été reportés ici.
S’agissant du second modèle, seuls les paramètres estimés
des quatre équations indépendantes ont été reportés ici.
[(34)]Le cas envisagé (cf. tableau A.1) est donc celui d’une
Française, ayant un salaire horaire prédit de 40,9 FF [6,24
euros], vivant en couple marié, avec deux enfants à charge,
dont le conjoint est actif occupé et a des horaires fixes, dont le
ménage dispose d’un r evenu mensuel de 10 982 FF
[1 674,20 euros], et qui réside dans une commune offrant
moins de 30 places d’accueil pour 100 enfants de 0 à 3 ans, le
coût horaire de la garde étant égal au coût moyen (soit 8,38 FF
[1,28 euros]). Dans ce cas de figure, les probabilités prédites
par le modèle sont les suivantes : 0,530 (inactivité / chômage),
0,114 (emploi et garde intra-ménage ou non rémunérée) et
0,356 (emploi et garde rémunérée).
Le cas envisagé (cf. tableau A.1) est donc celui d’une
Française, ayant un salaire horaire prédit de 40,9 FF [6,24
euros], vivant en couple marié, avec deux enfants à charge,
dont le conjoint est actif occupé et a des horaires fixes, dont le
ménage dispose d’un r evenu mensuel de 10 982 FF
[1 674,20 euros], et qui réside dans une commune offrant
moins de 30 places d’accueil pour 100 enfants de 0 à 3 ans, le
coût horaire de la garde étant égal au coût moyen (soit 8,38 FF
[1,28 euros]). Dans ce cas de figure, les probabilités prédites
par le modèle sont les suivantes : 0,530 (inactivité / chômage),
0,114 (emploi et garde intra-ménage ou non rémunérée) et
0,356 (emploi et garde rémunérée).
[(35)]Dans le cadre d’un modèle Logit polytomique (pour une
variable dépendante comportant J modalités), l’effet marginal
d’une variable quantitative Zik sur P Y j j i = =Pr ( ) peut être
obtenu de la façon suivante :
Dans le cadre d’un modèle Logit polytomique (pour une
variable dépendante comportant J modalités), l’effet marginal
d’une variable quantitative Zik sur P Y j j i = =Pr ( ) peut être
obtenu de la façon suivante :
[(36)]Cette élasticité est bien plus élevée, en valeur absolue, que
celles que l’on peut trouver dans la littérature nord-américaine.
En effet, la plupart des estimations de l’élasticité de la
probabilité d’emploi (ou de participation au marché du travail)
par rapport au coût de la garde se situent dans l’intervalle
[-0,2 ; -0,9]. Autant que l’on puisse en juger, seuls Hotz et
Kilburn (1994) (cités par Blau et Tekin, 2001) ont mis en
évidence une élasticité inférieure à -1 (l’élasticité estimée par
ces auteurs étant de-1,26). Comme indiqué plus haut,
l’élasticité fournie ici (égale à -1,87) a été calculée aux valeurs
moyennes des variables quantitatives du modèle et aux valeurs
m o d a l e s d e s v a r i a b l e s i n d i c a t r i c e s. E n p r o c é d a n t
différemment, c’est-à-dire en calculant l’élasticité pour
chaque mère i de l’échantillon (au coût horaire de garde prédit
pour celle-ci et sur la base des autres caractéristiques Zi ), puis
en prenant la moyenne de ces élasticités individuelles, on
obtient une valeur sensiblement plus faible, mais encore très
éloignée des estimations sur données américaines ou
canadiennes : l’élasticité ainsi estimée est de-1,55.
Cette élasticité est bien plus élevée, en valeur absolue, que
celles que l’on peut trouver dans la littérature nord-américaine.
En effet, la plupart des estimations de l’élasticité de la
probabilité d’emploi (ou de participation au marché du travail)
par rapport au coût de la garde se situent dans l’intervalle
[-0,2 ; -0,9]. Autant que l’on puisse en juger, seuls Hotz et
Kilburn (1994) (cités par Blau et Tekin, 2001) ont mis en
évidence une élasticité inférieure à -1 (l’élasticité estimée par
ces auteurs étant de-1,26). Comme indiqué plus haut,
l’élasticité fournie ici (égale à -1,87) a été calculée aux valeurs
moyennes des variables quantitatives du modèle et aux valeurs
m o d a l e s d e s v a r i a b l e s i n d i c a t r i c e s. E n p r o c é d a n t
différemment, c’est-à-dire en calculant l’élasticité pour
chaque mère i de l’échantillon (au coût horaire de garde prédit
pour celle-ci et sur la base des autres caractéristiques Zi ), puis
en prenant la moyenne de ces élasticités individuelles, on
obtient une valeur sensiblement plus faible, mais encore très
éloignée des estimations sur données américaines ou
canadiennes : l’élasticité ainsi estimée est de-1,55.
[(37)]On notera toutefois que les mères ayant un conjoint non
salarié sont surreprésentées parmi ces femmes.
On notera toutefois que les mères ayant un conjoint non
salarié sont surreprésentées parmi ces femmes.
[(38)]Dans l’équation qui oppose activité à temps partiel avec
recours aux services de garde payants et activité à temps plein
avec garde rémunérée (équation qui n’apparaît pas dans le
tableau 6), la variable de coût n’est pas significative.
Dans l’équation qui oppose activité à temps partiel avec
recours aux services de garde payants et activité à temps plein
avec garde rémunérée (équation qui n’apparaît pas dans le
tableau 6), la variable de coût n’est pas significative.
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