1L’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.
2La 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).
3Durant 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.
4Si 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).
5Aux 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].
6En 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].
7Dans 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.
8La 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.
9La 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].
10Dans 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].
11La 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
12Dans cette première partie, on présente d’abord la source que l’on exploite. Quelques éléments descriptifs sont ensuite fournis.
La source statistique
13Les 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.
14La 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’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]).
15L’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.
16L’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
17Dans 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 %.
18Ce 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.
19Lorsque 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 %).
20C’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.
mode de garde du plus jeune enfant
mode de garde du plus jeune enfant
21Tous 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 ]).
22L’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).
coût horaire moyen des principaux modes de garde (en francs)
coût horaire moyen des principaux modes de garde (en francs)
L e cadre théorique et les modèles micro-économétriques utilisés
23Bien 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.
24Dans 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
25Le 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).
26On suppose que la mère est dotée d’une fonction
d’utilité du type :
Encadré 2 : calcul du coût horaire net de la garde à partir des informations de l’Enquête sur le recours à l’APE
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.
27Letempsde loisirestdéfinicomme le temps qui n’est
pas consacré au travail marchand (incluant, par
conséquent, le temps alloué à la garde) :
28Troistypes 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.
29La qualité moyenne de la garde (Q) est supposée être
déterminée à partir de la fonction de production
suivante :
30La contrainte budgétaire s’écrit :
31La 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.
32Dans 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.
33Ainsi, 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.
34La 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.
35Dans 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).
36Un 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.
37À 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).
38Enfin, 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
39SoitU 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
(?ij ) :
40La probabilité que la mère i choisisse la situation j est
donnée par :
41En faisant l’hypothèse que les termes aléatoires
relatifs aux différents niveaux d’utilité (? ) sont
ij indépendants et identiquement distribués selon une
loi des valeurs extrêmes – de type I – (McFadden,
1974), on a :
42Pour 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).
43Dans 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.
44Le 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 :
45où Z représente la kième variable explicative ik (k = 1, …,K), ? est le coefficient de Z dans jkik l’équation j (à estimer) et ? est la constante de j l’équation j (à estimer); exp( ? ) 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.
46Ces deux modèles Logit ont été estimés par la méthode du maximum de vraisemblance [21].
Les variables explicatives
47Trois 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].
48S’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].
49De 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.
50Les résultats de l’estimation de l’équation de coût et de l’équation de salaire sont commentés dans la troisième partie de cet article.
51Les 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.
52La 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.
53L’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).
54Les 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
55Avant 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
56Les 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.
57Parmi 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.
58En 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.
paramètres estimés de l’équation de recours aux services de garde et de l’équation de coût
paramètres estimés de l’équation de recours aux services de garde et de l’équation de coût
59Pour 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].
paramètres estimés de l’équation d’activité et de l’équation de salaire
paramètres estimés de l’équation d’activité et de l’équation de salaire
60Il 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].
61Par 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
62Les paramètres estimés du second modèle de sélection ont été reportés dans le tableau 4. Ces résultats, relativement standard, seront plus brièvement commentés.
63S’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.
64Les 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
65Les 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
66Les 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].
67Le 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).
68Dans 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.
69Comme 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.
70Par 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.
71Dans 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.
72Enfin, 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.
paramètres estimés du premier modèle Logit polytomique
paramètres estimés du premier modèle Logit polytomique
Les résultats du second modèle
73D’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].
74Dans 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.
paramètres estimés du second modèle Logit polytomique
paramètres estimés du second modèle Logit polytomique
75De 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.
76Par 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
77Dans 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.
78Les 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).
79Pour 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
moyennes des variables explicatives(1)
moyennes des variables explicatives(1)
Notes
- (*)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).
- (2)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).
- (4)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).
- (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).
- (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.
- (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.
- (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).
- (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.
- (11)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).
- (13)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).
- (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 % ).
- (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.
- (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).
- (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.
- (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.
- (20)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.
- (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.
- (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.
- (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).
- (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.
- (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.
- (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.
- (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.
- (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.
- (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.
- (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.
- (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.
- (33)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).
- (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 :
- (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.
- (37)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.
