L’ÉCONOMÉTRIE : UN OUTIL POUR L’ÉVALUATION DES POLITIQUES SOCIALES Séminaire évaluation des politiques sociales

Apports de l’économétrie pour l’évaluation des politiques sociales Evaluations d’impact à comportements inchangés :  Nombre de bénéficiaires, coûts (fichiers administratifs, microsimulation)  Gagnants-perdants (cas-types, microsimulation)  Effets redistributifs, impact sur la pauvreté (microsimulation)  Si la réforme d’une prestation modifie fortement le recours à cette prestation, évaluation faussée Apports de l’économétrie :  Evaluation ex post de l’impact d’une réforme sur les comportements effectifs  Estimation d’équations de comportements pour l’évaluation ex ante par des modèles de microsimulation comportementaux 2

Des méthodologies économétriques variées Expériences naturelles : on compare le comportement de la population ciblée avant et après réforme Impact de l’extension au rang 2 de allocation parentale d’éducation sur l’activité féminine et la fécondité Estimation de modèles sous forme réduite : on cherche à valider les effets supposés du montant d’une prestation sur un comportement Evaluation de l’impact du RSA sur l’offre de travail Estimation de modèles structurels : on estime un modèle théorique et on utilise les coefficients estimés pour évaluer l’impact d’une réforme Influence de la PPE sur l’activité des femmes en France Imputation des résultats d’une estimation dans un modèle de microsimulation : on utilise les coefficients estimés par ailleurs pour compléter les données de la microsimulation Impact du non-recours sur l’efficacité du RSA « activité » seul 3

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (1) T. Piketty, 2003, « L’impact de l’allocation parentale d’éducation sur l’activité féminine et la fécondité, », doc. de travail CEPREMAP n° Contexte :  L’APE offre un revenu de substitution aux mères qui cessent ou réduisent leur activité à la naissance d’un enfant (de la fin du congé de maternité aux 3 ans de l’enfant), au départ uniquement à partir du 3ème enfant  01/07/1994, extension de l’APE aux mères de 2 enfants  Expérience naturelle : on peut comparer les taux d’emploi des mères ayant leur 2 ème enfant avant et après la réforme Effets attendus de la réforme:  En diminuant les gains à travailler pour les mères ayant un 2ème enfant, l’APE devrait accroître leur incitation à ne pas travailler pour profiter de la prestation : baisse du taux d’emploi de ces mères  Effets à plus long terme : augmentation de la fécondité, augmentation du recours à l’APE de rang 3, baisse du taux de retour à l’emploi 4

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (2) Méthode pour estimer l’impact de la réforme sur le taux d’emploi des mères :  Sources : Enquête Emploi (annuelle) de 1982 à 2002  Champ : femmes en couple âgées de moins de 55 ans – observations  Méthodologie : estimation d’une équation Probit « d’ offre de travail » (en réalité de probabilité d’être en emploi)  P(Y i =1)= Φ(X i β) + ε i où Φ(.) est la fonction de répartition de la loi Normale  Variables explicatives : avoir 1,2, ou 3 enfants (ou plus) plutôt que 0 Avoir un enfant âgé de moins de 3 ans Âge, diplôme, zone d’habitation Indicatrice « groupe de traitement » - treat=1 si mère ayant au 2 enfants dont 1 né après le 01/07/94 Indicatrices d’années : tenir compte de changements environnementaux concernant toutes les femmes Indicatrices d’années * variables explicatives : tenir compte de changements dans l’impact des variables sur la probabilité d’être en emploi  Effet marginal de l’indicatrice treat : écart entre la proba estimée si treat=1 et celle estimée si treat=0, pour les mères de 2 enfants dont 1 âgé de moins de 3 ans 5

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (3) 6 Inclut les indicatrices d’années

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (4) 7 Inclut les indicatrices d’années + zone d’habitation + âge et éducation. Inclut les indicatrices d’années + zone d’habitation + âge et éducation+ indicatrices années*variables (sauf treat).

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (5) Résultats : impact de la réforme sur le taux d’emploi des mères  En ne tenant compte ni des caractéristiques individuelles (hors présence d’enfants) ni des effets temporels : le taux d’emploi des mères de la naissance du 2ème enfant à ses 3 ans est de 11% plus faible lorsqu’il est né après de 01/07/94  En contrôlant des caractéristiques individuelles et des effets temporels, cet effet est de 18-20%  De (11,1% de ) à (19,4%) mères d’un 2ème enfant auraient été en emploi sans la réforme et ne le sont pas, cela représente de 35% à 60% des bénéficiaires de l’APE de rang 2  En creux, on peut évaluer que l’effet d’aubaine de la réforme concerne de 40% à 65% des bénéficiaires 8

APE de rang 2 et emploi des mères de jeunes enfants (6) Autres résultats de l’étude:  Même estimation sur la probabilité d’être active : impact marginal de 15 à 23 points environ  Les mères peu qualifiées et à bas salaires sont davantage incitées à passer à l’APE (impact plus forte de la réforme sur leurs taux d’emploi et d’activité)  Les estimations réalisées à partir de l’enquête Familles de 1999 sur le choix de s’arrêter à la naissance du 2ème enfant confirme les résultats d’un impact important de la réforme (augmentation de points du taux de retrait)  Impact limité (plus difficile à isoler) sur la natalité et sur le retour à l’emploi  Impact significatif sur la probabilité de prendre l’APE pour le 3ème enfant du fait de l’avoir pris pour le 2ème 9

RSA et offre de travail (1) Briard et Sautory, 2011, « Evaluation de l’impact du revenu de solidarité active (RSA) sur l’offre de travail», Rapport du Comité d’évaluation du RSA, annexe 8. Contexte :  Juin 2009 : le RSA se substitue au RMI, à l’API et aux mécanismes d’intéressement temporaires associés  Mécanisme d’intéressement pérenne permettant de cumuler 62% de ses revenus d’activité au RSA  Objectif : permettre à chaque foyer d’atteindre un revenu garanti croissant avec les revenus d’activité : supprime les trappes Effets attendus de la réforme:  Encourager le travail dans les foyers au RSA-socle (RMI-API)  Décourager l’augmentation du nombre d’heures travaillées pour les éligibles au RSA « activité » seul : c’est l’effet testé dans cette étude Le RSA activité augmente le revenu des éligibles à temps de travail donné : incitation à travailler moins (effet revenu) Le RSA activité diminue le supplément de revenu associé à une heure de travail en plus (62% versus 100%) : incitation à travailler moins (effet de substitution) 10

RSA et offre de travail (2) Méthode pour estimer l’impact de la réforme sur le taux d’emploi :  Sources : Enquête quantitative sur le RSA, DARES, – Enquête spécifiquement conçue pour étudier l’impact de la mise en place du RSA sur les comportements (offre de travail, recours), porte sur des ménages à bas revenus  Champ de l’évaluation: Foyers comprenant au moins une personne en emploi en mai 2009 Foyers éligibles au RSA « activité » seul ou non éligibles en mai 2009 (mais pas trop éloignés du point de sortie) Le travailleur dont on étudie le comportement a moins de 65 ans et n’est pas à la retraite La situation du foyer est stable entre mai 2009 et fin 2010  Modélisation de l’offre de travail de : 2939 célibataires en emploi en mai 2009 (juste avant mise en place du RSA) 1148 personnes en emploi dans des couples monoactifs en mai travailleurs « secondaires dans des couples biactifs en mai 2009  Variable expliquée : Variation de l’offre de travail entre mai 2009 et fin

RSA et offre de travail (3) Méthodologie économétrique : Estimation en deux étapes d’un modèle d’offre de travail sous forme réduite (Heckman)  1ère étape : modélise par un Probit la probabilité d’être encore en emploi fin 2010  2ème étape : modélise par les MCO la variation des heures travaillées entre les deux dates pour ceux qui sont encore en emploi Modélisations séparées pour les isolés, les couples monoactifs et les couples biactifs Variables explicatives autres que l’incitation financière liée au RSA activité :  Revenu d’activité, nombre d’heures travaillées, statut d’emploi, type de contrat en mai 2009  perception d’autres ressources en mai 2009  Nombre d’enfants (et son évolution), diplôme, âge, sexe  Variation du taux de chômage et du taux de chômage partiel dans le département 12

RSA et offre de travail (4) Variable « de traitement » pour mesurer les incitations financières liées au RSA activité  Indicatrice d’éligibilité insuffisante : l’incitation dépend aussi du montant de RSA potentiel et on peut devenir éligible en réduisant le temps de travail  Choix à effectuer entre des variables continues et discrètes pour les deux étapes de l’estimation Variante 1 : introduction à chaque étape d’une variable discrète  Distance du revenu d’activité du foyer au point de sortie du RSA ( 0 sinon), en 7 tranches  C’est celle du travailleur secondaire qui est retenue pour les couples biactifs Variante 2 : introduction à chaque étape de deux variables continues  Le degré de compensation du RSA et pour une cessation d’activité dans l’étape 1 et pour une diminution de 5 ou 10 heures travaillées dans l’étape 2  Le montant de RSA activité auquel ils auraient eu droit en mai 2009  Une variante introduit en outre une indicatrice de la connaissance du dispositif 13

RSA et offre de travail (5) Variante 1 :  Modalité de référence= distance >750€ (non éligibles a priori pas impactés par la réforme)  Les distances négatives au point de sortie (foyers éligibles) devraient être associées à un maintien en emploi plus fréquent que pour les non éligibles et les distance positives ne devraient pas avoir d’impact différencié : au total, la distance au point de sortie n’a pas d’effet significatif sur le maintien en emploi  La variation du nombre d’heure devrait être une fonction croissante de la distance au point de sortie : les éligibles devraient déduire leurs heures travaillées plus que les non éligibles et ce d’autant plus qu’ils sont loin du point de sortie (effet revenu plus fort) : on observe un effet négatif significatif seulement pour les célibataires éligibles proches du point de sortie ; aucun effet pour les couples monoactifs, effet contraire aux attentes pour les couples biactifs Variante 2 :  Les coefficients du degré de compensation du RSA et de son montant devraient être négatifs : plus ces variables sont élevées et moins il est coûteux de cesser son activité : aucun effet significatif  La baisse du nombre d’heure devrait être d’autant plus importante que ces variables sont élevées : : aucun effet significatif  En introduisant une variable mesurant la connaissance du dispositif : toujours pas d’effet significatif 14

RSA et offre de travail (6) Conclusion Globalement les résultats ne confirment pas les craintes exprimées : la composante RSA-activité-seul  n’a pas d’effet significatif sur le maintien en emploi  n’a pas entraîné une baisse des heures travaillées dans les foyers éligibles Explications avancées:  Mauvaise connaissance du dispositif  Rigidité de la demande de travail : on ne réduit pas ses heures de travail comme on le souhaite  L’offre de travail ne dépend pas uniquement des incitations financières 15

PPE et emploi des femmes (1) Fugazza, et al., 2003 « L’influence de la PPE sur l’activité des femmes en France : une estimation à partir du modèle Ines », Economie et Prévision n° Contexte :  Au début des années 2000, mesures de soutien aux bas salaires et visant à lutter contre les trappes à inactivité  En 2001, instauration de la prime pour l’emploi (PPE) : crédit d’impôt destiné aux travailleurs à bas revenu d’activité (moins de 1,4 smic de l’heure) en dehors de ceux qui ont trop peu travaillé dans l’année (revenu activité annuel<0,3 smic annuel) Effets attendus de la réforme:  En augmentant les gains à travailler pour les travailleurs à bas salaires, la PPE devrait accroître leur offre de travail et par répercussion leur taux d’emploi 16

PPE et emploi des femmes (2) Méthode pour estimer l’impact de la réforme sur le taux d’emploi :  Sources : enquête Revenus fiscaux et sociaux 1997, modèle de microsimulation Ines (DREES) législation 2001  Champ : ménages dans lesquels la PR ou son conjoint est une femme, moins de 60 ans, hors retraités, étudiants, fonctionnaires, ou indépendants, sans double-déclaration de revenus  Principe : utiliser le modèle de microsimulation pour Estimer un salaire potentiel et l’imputer aux femmes sans emploi Estimer l’impact du gain à l’emploi sur l’offre de travail Exploiter ces résultats pour estimer l’impact qu’auraient différentes réformes de la PPE sur l’emploi des femmes 17

PPE et emploi des femmes (3) Estimations de salaires horaires potentiels qui sont ensuite imputés aux femmes sans emploi – procédure en deux étapes à la Heckman  Equation de présence en emploi Corrélations positives : diplôme ( âge et expérience ne jouent pas) ; taux de places d’accueil des jeunes enfants (crèches et assistantes maternelles) Corrélations négatives : présence d’enfants en bas âge, surtout si < 3 ans et si femme isolée, taux de chômage départemental, perception d’une pension alimentaire pour les femmes isolées, pour les femmes en couple, le fait d’être marié ou d’avoir un conjoint sans emploi, ou si le conjoint travaille salaire du conjoint  Equation de salaire (avec correction du biais de sélection) Corrélations positives : expérience, diplôme, taille de l’agglomération Corrélations négatives : nationalité étrangère 18

PPE et emploi des femmes (4) Calcul des revenus disponible des ménage si la femme travaille 0h, 10h, 20h, 30h ou 39h Un modèle théorique d’offre de travail :  les femmes choisissent le nombre d’heures qu’elles souhaitent travailler parmi le sous-ensemble des horaires proposés (0,10,20,30, 39) de manière à maximiser leur utilité U(Y,h). Les caractéristiques du ménage influencent l’utilité du revenu et la désutilité des heures travaillées  Revenu disponible : Y= wh + R- T(h, H, w, R ; X) - 1 [h>0] FC(Z)  FC(Z) est un coût fixe lié à l’emploi ; X et Z sont des vecteurs de caractéristiques familiales On suppose que la probabilité observée d’être en emploi conjugue offre et demande de travail 19

PPE et emploi des femmes (5) Estimation par la méthode du maximum de vraisemblance : les paramètres estimés maximisent la probabilité pour que l’horaire de travail observé corresponde à la satisfaction théorique maximale  Les femmes qui ne souhaitent pas travailler sont celles pour qui l’utilité max correspond au non emploi  Les femmes qui souhaitent travailler mais ne cherchent pas de travail sont celles qui sont dissuadées par un coût fixe trop élevé  Les femmes qui souhaitent travailler et cherchent un emploi sont les actives Pour celles qui ont un emploi, l’utilité maximale correspond aux heures travaillées (pas de temps partiel subi) Celles qui n’ont pas d’emploi préfèrent l’emploi pour au moins un horaire mais n’en ont pas à cause du chômage 20

PPE et emploi des femmes (6) Variables explicatives :  Avoir 1,2, ou 3 enfants (ou plus) plutôt que 0 ; avoir un enfant âgé de moins de 3 ans, de 3 à 6 ans, en âge scolaire, âge  Influencent à la fois l’impact des heures travaillées et du revenu sur la satisfaction  Avoir un enfant âgé de moins de 3 ans, de 3 à 6 ans, taille de l’agglomération  Influencent le coût fixe lié à l’emploi  Taux de chômage départemental, diplôme  Influencent la probabilité de trouver un emploi pour un actif 21

PPE et emploi des femmes(7) Estimations :  La désutilité du travail augmente avec la présence d’enfant en bas âge et diminue avec le diplôme et l’âge. Quand les femmes sont en couple, elle augmente si le conjoint a un emploi.  Les coûts fixes sont plus élevés s’il y a des enfants en bas âge, la localisation géographique est non significative. Ils s’élèvent en moyenne à 39€/semaine pour un mi-temps et 23€ semaine pour un temps complet : effet de structure, à temps partiel les femmes ont plus souvent de jeunes enfants.  La probabilité d’être en emploi quand on en cherche un augmente avec le diplôme et diminue avec le taux de chômage départemental  Le modèle explique bien l’emploi à temps complet mais pas l’emploi à temps partiel : pas de temps partiel subi dans la modélisation. 22

PPE et emploi des femmes(7) Résultats :  On estime une élasticité de l’offre de travail au revenu du travail autour de 0,3% pour les femmes isolées et 0,8 pour les femmes en couple  En réinjectant les paramètres estimés dans le modèle,  On évalue l’impact de la PPE sur l’offre de travail, plusieurs hypothèses sont envisagées sur la forme de la PPE (au niveau du foyer fiscal ou au niveau individuel, prime au temps partiel ou non) : effets incitatifs très faibles pour les femmes déjà en emploi, incitation un peu plus forte à la reprise d’emploi  On peut améliorer l’évaluation ex ante du coût de la réforme 23

Non-recours et efficacité du RSA activité (1) Domingo et Pucci, 2014, « Impact du non-recours sur l’efficacité du RSA « activité » seul », Economie et Statistique n° Contexte :  Les évaluations ex ante du RSA avaient prévu que le RSA-activité-seul concernerait 1,4 à 1,5 millions de foyers et qu’il réduirait le taux de pauvreté de 0,7 points et son intensité de 1,9 points  Les premiers effectifs observés (environ fin 2009) étaient très loin des effectifs attendus (moins d’1/3) et la montée en charge s’est faite attendre (moins de bénéficiaires en décembre 2012 et en juin 2014)  L’enquête de la DARES a permis d’évaluer le non recours au RSA activité et d’en étudier les raisons et déterminants Effets attendus du non recours :  Baisse du coût et des effectifs  Diminution de l’efficacité du dispositif en termes de lutte contre les inégalités et la pauvreté 24

Non-recours et efficacité du RSA activité (2) Méthode pour estimer la probabilité de non recours au RSA activité seul :  Source : Enquête quantitative sur le RSA, DARES,  Champ : les foyers éligibles au RSA-activité-seul  Méthodologie : estimation logistique du non-recours à partir des données de l’enquête  Variables explicatives introduites dans le LOGIT (déterminants du non-recours) : Sexe, âge, présence d’enfant(s) Niveau du revenu par UC Montant du RSA activité Situation sur le marché du travail (éligible si isolé, éligible et son conjoint si couple) 25

Non-recours et efficacité du RSA activité (3) 26

Non-recours et efficacité du RSA activité (4) 27

Non-recours et efficacité du RSA activité (5) 28

Non-recours et efficacité du RSA activité (6) 29

Non-recours et efficacité du RSA activité (7) Méthode pour estimer l’impact du RSA activité seul sur les inégalités et la pauvreté :  Sources : Coefficients estimés avec le Logit + modèle de microsimulation Myriade  Méthodologie : On repère sur barème les foyers éligibles au RSA activité seul et on calcule le montant de RSA auquel ils ont droit Les coefficients estimés permettent de recalculer pour chaque foyer éligible une probabilité individuelle de non-recours au RSA-activité-seul en fonction de ses caractéristiques : p i Pour chaque foyer éligible, on tire une variable aléatoire  dans une loi uniforme sur [0,1] : si  <p i, le foyer est non recourant  Utilisation : une fois les bénéficiaires sélectionnés parmi les éligibles On peut estimer le nombre de bénéficiaires, le coût du dispositif, mais aussi… … l’impact sur la pauvreté et les inégalités du RSA-activité seul … l’impact sur la pauvreté et les inégalités du non-recours 30

Non-recours et efficacité du RSA activité (8) Impact du non recours sur l’évaluation du dispositif et de son efficacité en termes de lutte contre la pauvreté et les inégalités :  Le non recours réduit la masse financière estimée de RSA-activité-seul de 60%, elle rapproche les effectifs de bénéficiaires estimés dans le modèle des effectifs observés  Le RSA activité étant imputé sur la PPE, la masse de PPE estimée dans le modèle est accrue par rapport à la situation sans non recours : il y a des « non perdants » au non-recours  Le non-recours au RSA-activité-seul accroît le taux de pauvreté de 0,8 points et réduit de le nombre estimé des individus sortant de la pauvreté grâce au dispositif  Le non-recours au RSA-activité-seul accentue l’effet du RSA sur les inégalités car les non-recourants sont les foyers éligibles qui en ont le moins besoin 31