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CNAF
I.S.B.N.sans
148 pages
p. 36 à 45
doi: en cours
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Partie 2 : Calculer le coût d'un enfant
n° 137 2007/1
Du bon usage des échelles d’équivalence
L’impact du choix de la mesure
Jérôme Accardo Responsable de la division “Conditions de vie des ménages” à l’INSEE, ses travaux portent sur la méthodologie de la mesure de la pauvreté (jerome.accardo@insee.fr).
Mesurer les économies d’échelle que les ménages réalisent à l’occasion de leur consommation de biens et de services soulève de sérieuses difficultés, aussi bien théoriques que pratiques. Les comparaisons des niveaux de vie entre ménages de taille différentes en sont fragilisées. Les analyses de la distribution des revenus reposent ainsi sur des échelles d’équivalence assez largement conventionnelles. Cependant, moyennant quelques précautions, l’incidence sur les diagnostics en matière d’inégalités ou de pauvreté reste relativement limitée.
À la question “Qui est pauvre ?”, la réponse diffère fortement selon la mesure utilisée. D’où la nécessaire prudence dans l’utilisation des résultats obtenus selon telle ou telle échelle d’équivalence. Pour l’usager, cette notion se manifeste sous la forme de barèmes qui déterminent l’impôt ainsi que les aides et prestations diverses.
Vivre ensemble permet d’économiser sur de nombreux postes de dépenses. On peut mutualiser de nombreux biens (il n’est pas besoin d’une machine à laver ou d’une salle de bains par personne…), les rendements de la production domestique (par exemple la cuisine) sont fréquemment croissants (“Quand il y en a pour un, il y en a pour deux”), des gains sont réalisables si on achète en grandes quantités, etc. Bref, vivre ensemble engendre des économies d’échelle dans la consommation.
La notion d’unité de consommation
Les statisticiens formalisent cette idée avec la notion d’unité de consommation. Considérons un ménage de plusieurs personnes, un couple par exemple. Chacun de ses deux membres a accès à un certain niveau de consommation (nourriture, vêtements, degré de chaleur dans l’appartement, temps d’usage de la télévision, etc.). Si chacun vivait seul, il lui faudrait disons 1 000 euros pour atteindre ce niveau. Mais vivant en couple, et donc habitant un deux-pièces plutôt que deux studios, n’ayant besoin que d’une télévision, etc., ils atteignent une dépense totale de 1 750 euros.
Pour le statisticien, tout se passe comme si un des membres du couple avait les mêmes dépenses qu’une personne seule, tandis que l’autre pouvait se contenter de 75 % de ce montant. On dira alors que le premier compte pour une “unité de consommation” (abrégée en UC) et le second pour 0,75 UC. Ainsi, le couple réunit deux individus mais, du point de vue de sa consommation, vaut 1,75 personne.
Les économies d’échelle, qui permettent de déterminer le nombre d’UC dans le ménage, et donc son niveau de vie, sont très variables selon les biens : elles sont par exemple plus fortes pour le logement ou pour l’équipement électroménager que pour l’alimentation. Le décompte des UC dépend donc de la nature de la consommation. En toute rigueur, le calcul devrait être propre à chaque ménage.
Une approche aussi fine est impraticable. Le plus souvent, la taille du ménage et l’âge de ses membres sont simplement pris en compte, en se bornant d’ailleurs à une simple distinction entre enfants et adultes. Mais pour plus de précisions, le décompte peut porter sur certaines sous-populations (ménages à bas revenus, familles monoparentales, ménages dont certains membres souffrent de tel ou tel handicap, etc.). L’ensemble des UC propres à chaque catégorie considérée constitue alors une échelle d’équivalence entre ces différents ménages.
Échelles et barèmes
On notera que ces échelles ne sont pas des constructions réservées au statisticien ; elles jouissent même d’une existence légale, sous la forme des barèmes associés à certains prélèvements et à certaines prestations. Le quotient familial qui module le montant de l’impôt sur le revenu selon la taille du foyer fiscal, une allocation dont le plafond ou le montant dépend de la composition du ménage (généralement le nombre et parfois l’âge des membres) sont des cas particuliers d’échelle d’équivalence. Considérons par exemple le montant du RMI : il était, au 1er janvier 2005, de 425,40 euros pour une personne seule, de 638,10 euros pour un couple sans enfant et de 765,72 euros pour un couple avec un enfant. L’hypothèse est donc qu’en vivant ensemble, deux personnes obtiennent avec 638,10 euros le même niveau de vie qu’une personne seule avec 425,40 euros. En d’autres termes, le RMI repose sur une échelle d’équivalence implicite qui compte l’adulte supplémentaire pour la moitié d’une personne seule, soit encore 0,5 UC. De même, elle attribue 0,3 UC au premier enfant.
Outils indispensables pour définir le niveau de vie et comparer des ménages de taille ou de composition différente, les échelles d’équivalence sont en fait assez délicates à établir : la mesure des économies d’échelle est difficile et on ne peut guère espérer mieux qu’une approximation. Quelle en est l’incidence sur l’évaluation des inégalités de niveaux de vie ou sur la mesure de la pauvreté ? L’analyse empirique des données de consommation donne des éléments de réponse qui, de façon générale, justifient des précautions dans l’usage de ces échelles.
Que valent les échelles administratives ? On peut douter qu’elles reflètent correctement les économies d’échelle. On observera ainsi de fortes divergences : la comparaison des principaux minima sociaux actuels, de la prestation d’accueil du jeune enfant (PAJE) et du quotient familial met en évidence les écarts entre leurs échelles d’équivalence implicites (voir tableau 1). En fonction de l’allocation considérée, le coût de l’adulte supplémentaire sous-jacent au barème varie du simple au double. Selon l’allocation équivalent retraite (AER), les économies d’échelle seraient significatives ; selon l’allocation adulte handicapé (AAH), l’allocation d’insertion (AI) ou le quotient familial (QF), elles seraient nulles. Le coût de l’enfant connaît une dispersion comparable.
Tableau 1
Les échelles implicites des composantes du système socio-fiscal français
On pourrait objecter ici qu’il n’est pas légitime de raisonner prestation par prestation et qu’il faut plutôt considérer l’échelle implicite du système socio-fiscal tout entier. La remarque est fondée. Mais il faut alors remarquer que cette échelle globale [qu’on doit calculer par des méthodes de micro-simulation relativement techniques (voir Bouton, Colin, Guérin, 2005)] ne paraît pas particulièrement plausible. Par exemple, elle distingue le statut matrimonial du couple, ce qui a un sens juridique ou politique mais guère de fondement économique. Ou encore elle conclut, pour les revenus supérieurs à cinq fois le SMIC, à l’absence d’économies d’échelle dans le couple et à un coût de l’enfant singulièrement bas. Il est d’ailleurs éclairant de comparer cette échelle “administrative” implicite aux échelles du même type, officielles ou quasi officielles, en vigueur dans d’autres pays (voir tableau 2) : les trois échelles divergent trop pour ne pas faire douter que les échelles administratives mesurent réellement les gains “technologiques” de la vie en commun.
Tableau 2
Les échelles “administratives” globales dans trois pays
L’approche empirique
Si la mesure au niveau individuel de la consommation de chacun était possible, la détermination des économies d’échelle serait immédiate. Les enquêtes usuelles auprès des ménages ne le permettent pas. Par exemple, en recensant les dépenses imputables directement et sans ambiguïté au jeune enfant unique d’un couple (nourriture de bébé, jouets, frais de garde, etc.), l’estimation moyenne des dépenses induites par l’enfant est basse, de l’ordre de 8 % du budget total du ménage (voir Glaude et Moutardier, 1991, ainsi que l’article de V. Bellamy dans le présent numéro). Ce décompte laisse probablement de côté la majeure partie du coût de l’enfant. Mais il est difficile de faire mieux, sauf à s’engager dans une démarche normative et à définir a priori le panier de biens qui doit couvrir les besoins “normaux” de l’enfant. C’est l’option souvent retenue par les différents groupements et associations qui, en début d’année scolaire, proposent traditionnellement leur évaluation du “coût de la rentrée”. Ses limites tiennent à l’arbitraire sur lequel elle repose.
Les statisticiens préfèrent, pour calculer les UC, s’appuyer sur les pratiques de consommation effectivement observées. Ils doivent alors recourir à des techniques plus indirectes. Elles sont de deux sortes : les premières, dites “objectives”, se fondent sur la comparaison des structures de budget des différents types de ménage ; les secondes, “subjectives”, interrogent directement les ménages sur les niveaux de revenu nécessaires pour atteindre différents niveaux de vie.
Les premiers travaux consacrés aux échelles d’équivalence remontent à plus d’un siècle : observant, vers 1890, que la part budgétaire consacrée à l’alimentation est d’autant plus faible que le ménage est aisé, le statisticien allemand Ernst Engel suggère d’y voir un indicateur de bien-être, indépendant de la taille du ménage. Dans cette conception, l’alimentation correspond aux dépenses absolument nécessaires qui absorbent l’essentiel des ressources d’un ménage pauvre. À mesure que l’on monte dans l’échelle des revenus, le ménage dispose d’un surcroît de ressources qu’il peut consacrer à autre chose qu’à sa seule subsistance.
Que la part de l’alimentation dans le budget caractérise le niveau de bien-être n’est qu’une hypothèse. D’autres choix sont possibles, par exemple celui du statisticien britannique Rothbarth. Pour déterminer combien un enfant vaut d’UC, il proposa, dans les années trente, de se fonder sur le montant que ses parents dépensaient pour s’habiller. Ces approches et les divers modèles associés ont abouti à des échelles variées. L’une des méthodes les plus classiques est celle introduite par Prais et Houttaker : elle modélise l’ensemble de la demande du ménage sur les différents postes de dépenses et postule, pour chacun d’eux, un degré spécifique d’économies d’échelle.
Parmi les échelles proposées, deux se sont successivement imposées. Jusque vers la fin des années quatre-vingt, celle couramment utilisée dans les travaux économiques concernant les niveaux de vie, les inégalités de revenu et de consommation, la pauvreté, etc. était l’échelle dite “d’Oxford” : elle attribuait 1 UC à la personne seule, 0,7 UC par adulte supplémentaire et 0,5 UC par enfant. Dans les années récentes, elle s’est vue supplantée par l’échelle dite OCDE “modifiée”, qui ne compte plus que 0,5 UC par adulte supplémentaire et 0,3 UC par enfant.
Il serait erroné de croire que ces échelles doivent leur succès à une validation unanime, ou même seulement majoritaire, par les études empiriques. De toute façon, de nombreux travaux théoriques ont démontré l’impossibilité de valider une échelle d’équivalence à partir de la seule observation des consommations et des prix (voir par exemple le panorama de ces résultats proposé par Lechêne, 1993). En pratique, les estimations effectuées dans la littérature empirique se distribuent selon un large éventail de valeurs plus ou moins plausibles. Ainsi, dans le cas particulier du calcul des unités de consommation pour les enfants, les trois modèles évoqués (Engel, Rothbarth ou Prais-Houttaker) conduisent, sur données françaises, à des résultats variant entre 0,2 et 0,7 UC. Il faut très vraisemblablement y voir la conséquence d’une dispersion des indicateurs supposés mesurer le bien-être du ménage (qu’il s’agisse de la part de l’alimentation, du montant de biens adultes, etc.), dispersion telle qu’elle fait sérieusement douter de leur pertinence.
Les méthodes “subjectives”, de leur côté, ne permettent pas de trancher ; bien au contraire, elles aboutissent à élargir encore l’éventail des unités de consommation. Elles ont du moins le mérite de la simplicité : leur principe consiste, de façon tout à fait analogue aux méthodes précédentes, à établir une relation entre le niveau de vie et la dépense. Mais au lieu de se fonder sur un indicateur “objectif” (comme la part de l’alimentation), elles demandent directement au ménage d’évaluer son niveau de vie.
L’échelle s’en déduit immédiatement. L’approche ne trouve que peu de faveur auprès des économistes, pour la plupart traditionnellement enclins à accorder beaucoup plus de poids à ce que font les individus qu’à ce qu’ils disent. En pratique, la méthode conclut généralement à des économies d’échelle particulièrement fortes : l’enfant se verra généralement compté comme 0,2 UC, voire, dans certaines études, moins de 0,1 UC…
Finalement, si des échelles particulières, comme l’échelle OCDE modifiée, peuvent, à un moment donné, constituer une référence, c’est avant tout parce qu’il est commode de disposer d’un outil commun et stable qui assure la comparabilité dans le temps et dans l’espace des analyses de la distribution des niveaux de vie. Mais il convient de garder à l’esprit qu’elles correspondent mal à la grande variété des pratiques de consommation et des économies d’échelle associées, et qu’elles ne sont pas beaucoup plus proches de la réalité des coûts que, par exemple, l’échelle implicite du système socio-fiscal français.
L’impact du choix d’une échelle
Ce constat conduit naturellement à s’interroger sur la fiabilité d’analyses fondées, au moins partiellement, sur l’usage d’une échelle particulière : à quel point tel diagnostic sur les inégalités des niveaux de vie, telle estimation du taux de pauvreté dépendent-ils du mode de décompte des UC ?
Une expérience simple permet d’éclairer ces questions en retenant quatre échelles d’équivalence (voir tableau 3) : les deux premières (déjà évoquées) sont des échelles de référence. La troisième consiste tout simplement à ignorer toute économie d’échelle et à raisonner en dépense par tête. La dernière représente l’option opposée, qui suppose des rendements d’échelle élevés dans le ménage. Ces deux derniers cas constituent bien entendu des hypothèses assez peu réalistes, très rarement utilisées, et sont considérées ici à seules fins illustratives. Dans tous les cas, le premier adulte est compté pour 1.
Tableau 3
Quatre exemples d’échelles d’équivalence
En appliquant ces différentes échelles aux données tirées des enquêtes “Revenus fiscaux”, de 1996 à 2001 (INSEE, 2005), le seuil de pauvreté dépend fortement du choix effectué. L’inégalité globale des niveaux de vie est, en revanche, faiblement affectée par le mode de décompte des UC et, de son côté, le taux de pauvreté y est assez peu sensible, sauf dans le cas extrême (et peu vraisemblable) d’absence totale d’économies d’échelle. En outre, les échelles diagnostiquent à peu près les mêmes évolutions, pour l’inégalité comme pour la pauvreté (voir tableau 4). En d’autres termes, le choix de l’échelle semble neutre pour ces indicateurs parmi les plus utilisés, notamment dans les comparaisons internationales.
Tableau 4
Inégalité et pauvreté selon les quatre échelles
Graphique 1
Effet du choix de l’échelle sur la composition des ménages pauvres
Il faut cependant souligner que le choix de l’échelle va directement affecter les positions relatives des différents types de ménages. Par exemple, selon l’échelle d’équivalence considérée, la population pauvre ne se compose pas des mêmes ménages. De façon générale, plus une échelle donne du poids aux individus supplémentaires (ce qui revient à juger que les économies d’échelle sont faibles), plus elle abaisse le revenu des ménages les plus nombreux. On comprend dès lors que, pour une échelle comme celle de comptage, les couples avec enfant(s) soient davantage représentés parmi les pauvres qu’avec une échelle à rendements forts (voir graphique).
Les conclusions de l’exercice sont, on le voit, nuancées : pour certaines questions (“L’inégalité des revenus est-elle forte ?”, “Progresse-t-elle ?”, “Y a-t-il plus ou moins de pauvres ?”, etc.), le choix de l’échelle est anodin. Pour d’autres (“Qui est pauvre ?”), il est décisif. Le statisticien doit le savoir et, le cas échéant, proposer des variantes de façon à donner une idée aussi exacte que possible de la portée de ses résultats.
BIBLIOGRAPHIE
·
R. V. Burkhauser, T. M. Smeeding, J. Merz, “Relative Inequality and Poverty in Germany and the United States Using Alternative Equivalence Scales”, Review of Income and Wealth, 42, n° 4, 1996, p. 381- 400.
·
C. Colin, S. Guérin, avec la collaboration de F. Bouton, “Quelle prise en compte de la taille du ménage dans le système français de transferts socio-fiscaux ?”, document de travail de la direction des Statistiques démographiques et sociales, INSEE, 2005.
·
M. Glaude, M. Moutardier, “Une évaluation du coût direct de l’enfant de 1979 à 1989”, Économie et statistique, n° 248, 1991, p. 33-49.
·
V. Lechêne, “Une revue de la littérature sur les échelles d’équivalence”, Économie et prévision, n 110-111, 1993, p. 169-181.
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