Introduction

1 En juillet 2004, l’île de la Réunion détient un record parmi les régions françaises : celui du pourcentage de personnes couvertes par un minima social le plus élevé : 29,2 % contre 6 % en métropole (source caf [2004]). En nombre absolu, les chiffres sont tout aussi impressionnants : il y avait toujours, à la même date, 91 959 bénéficiaires dont 75 981 pour le seul rmi, ce dernier chiffre plaçant la Réunion en tête de tous les départements français. Ce phénomène est si important que la Réunion a été qualifiée de société de transferts (voir Roinsart [2004]). Une telle situation trouve son origine dans une multitude de facteurs, manque d’emplois lié à une insuffisance de capital, croissance de la population active induite par une fécondité dynamique et une augmentation de la participation féminine, préférences dans l’espace consommation-loisir, rôle des incitations financières proprement dites, à savoir le montant respectif des minima et du smic et leur possibilité de cumuls. L’objectif de l’étude n’est pas de départager le rôle de chacun de ses facteurs dans la singularité réunionnaise, mais simplement de chercher à savoir si les modifications législatives intervenues dans la possibilité de cumul ponctuelle d’un minima social et d’une activité rémunérée à la faveur de la loi Aubry en 1998 ont été de nature à modifier si peu que ce soit les taux d’emploi des allocataires de minima sociaux. Cette possibilité de cumul est qualifiée de dispositif d’intéressement.

2 Notre travail est assez comparable à celui élaboré par Piketty [1998], dans la mesure où il essaie de tirer parti d’une expérience naturelle en matière des conditions de retour à l’emploi. La loi Aubry de décembre 1998 aligne le régime d’intéressement des allocataires api sur celui des allocataires rmi. Les bénéficiaires du revenu minimum d’insertion (rmistes) ne subissent qu’un changement léger dans les modalités de l’intéressement, alors que les bénéficiaires de l’allocation parent isolé (apistes) bénéficient pour la première fois en janvier 1999 d’un cumul possible entre revenus d’activité et allocations. De ce fait, on peut s’attendre à ce que l’activité des apistes (le groupe de traitement) progresse relativement plus vite que celles des rmistes (groupe de contrôle) suite à la mise en vigueur de la loi Aubry, toutes choses égales d’ailleurs. Ces deux groupes ont a priori un comportement différent vis-à-vis de l’activité et il convient de retenir une méthode des différences en différences (Blundell et Macurdy [1999]). Notre base de données, constituée d’un large échantillon des femmes allocataires de la Caisse d’allocation familiale (caf) de la Réunion suivies mensuellement de juillet 1998 à décembre 2000, nous permet d’adopter cette approche, modulo le caractère discret de la variable dépendante, être en emploi ou non. Notre période d’étude couvre ainsi une période d’un semestre avant la mesure et de deux années après.

3 Plaquer les résultats obtenus en métropole en matière d’offre de travail semblerait faire fi des nombreuses différences qui existent dans la structure économique, dans celle des qualifications, et sans doute dans celle des préférences entre l’outre-mer et la métropole [1]. Seule une étude portant sur la Réunion est de nature à tenir compte des fortes spécificités de ce dom. La présentation de la réforme du mécanisme d’intéressement puis de la méthode d’estimation et enfin de la base des données précède l’exposé des résultats qui valident la conjecture d’un léger impact de la réforme sur les taux d’emploi des femmes réunionnaises.

La réforme Aubry du mécanisme d’intéressement

4 Le rmi est attribué aux personnes âgées de plus de 25 ans [1] ayant de faibles ressources ou inexistantes. L’attribution de l’allocation est conditionnelle au montant des ressources, et les montants versés sont fonction de la composition familiale. Il faut souligner que, jusqu’en janvier 2002, dans les départements d’outremer, le rmi était inférieur à celui versé en métropole (20 % d’écart en 2000).

5 L’api est dédiée aux personnes qui se retrouvent dans une situation d’isolement (célibat, séparation, divorce, veuvage) depuis moins de dix-huit mois, ayant peu ou pas de ressources, attendant un enfant ou ayant à leur charge au moins un enfant. De la même manière que pour le rmi, le montant de l’api est inférieur à celui versé en métropole (44 % d’écart en 2000).

6 Le système d’intéressement permet à l’allocataire de cumuler allocation et revenus d’activité à partir du trimestre suivant la reprise d’activité selon certaines modalités. Ce système a connu plusieurs changements mais nous ne nous intéressons ici qu’à celle mise en place par la loi contre l’exclusion de décembre 1998, plus couramment appelée loi Aubry. Pour les rmistes, elle ne fait que modifier certains paramètres de durée et/ou d’abattement selon le type d’activité repris. En revanche, elle permet aux apistes pour la première fois de cumuler et donc de conserver leur allocation lors d’une reprise d’activité. Le système introduit en janvier 1999 pour les apistes est le même que celui modifié des rmistes. Le tableau 1 donne les détails de la réforme.

Modèle et techniques d’estimation

7 Le fait pour l’individu i d’être en emploi ou non à l’instant t repéré par la variable muette, Y_it, est gouverné par le changement de signe d’une variable latente Y^*_it qui est censée obéir au modèle,

8 où d_it est une variable muette valant 1 si l’individu i appartient au groupe de traitement à la période t, X_it est un vecteur de caractéristiques de contrôle, ?_i est un effet fixe temporel commun à tous les individus, a_i est un effet propre à l’individu et u_it est un terme d’erreur indépendamment distribué et indépendant des autres variables explicatives. L’estimateur du terme ? + ?_t constitue l’estimateur de l’effet du traitement sur le groupe traité, connu sous le nom d’estimateur des différences en différences. Il est la somme de deux termes. ? donne l’effet permanent du traitement, tandis que ?_t donne l’effet supplémentaire du traitement à la date t. Cette modélisation cherche à capter l’effet croissant de la réforme, au fur et à mesure que l’on avance dans le temps. Selon les hypothèses que l’on fait sur les liens entre le terme individuel a_i et les autres variables explicatives, on adopte une technique économétrique différente. Il semble difficile d’exclure a priori une corrélation de par l’omission probable de variables de contrôles, si bien que le modèle de référence semble bien un modèle à effet fixe, même si un test de spécification à la Hausman permettra de départager entre un modèle un effet fixe et un modèle à effet aléatoire.

9 Plus précisément, nous appuyant sur Chamberlain [1984] qui utilise les propriétés particulières de la loi logistique pour estimer un modèle à effet fixe sur variables binaires, nous estimons le modèle selon trois techniques économétriques : le logit simple, le logit à effet aléatoire et le logit à effet fixe. L’idée de Chamberlain [1984] pour estimer un modèle logit à effet fixe est de conditionner par le nombre total de périodes au cours desquelles l’individu est en emploi. En maximisant la vraisemblance conditionnelle, on obtient des estimateurs convergents des paramètres, même dans le cas où certaines explicatives sont corrélées à l’effet individuel a_i.

10 Il convient de soulever deux problèmes liés à la possible endogénéité de l’appartenance au groupe de traitement. En premier lieu, le groupe de traitement peut être endogène par un pur effet de sélection. Dans le cas d’espèce, on peut penser que le dispositif d’intéressement est ciblé vers les personnes les plus défavorisées sur le marché de l’emploi (ici, les apistes) et donc son effet risque d’être sous-estimé, puisqu’il sélectionne de façon endogène les individus qui auraient, en dehors du dispositif, les plus faibles chances de travailler. Le logit à effet fixe permet justement de remédier à cette sélection endogène du groupe de traitement en enlevant le terme a_i par différence. Enfin, la reprise d’emploi à l’instant t risque d’entraîner la disparition de l’individu du fichier des allocataires apistes à un instant ultérieur et, dans ces conditions, la mesure des effets à long terme du dispositif d’intéressement risque de souffrir d’un biais de sous-estimation. Il est relativement facile de corriger l’effet retardé de l’activité sur l’appartenance au groupe de traitement en définissant avec soin la variable d’appartenance à ce groupe.

Données et construction des variables

11 La base de données que nous avons obtenue auprès de la Caisse d’allocation familiale de la Réunion comporte 10 % des rmistes non intéressés, l’ensemble des rmistes intéressés et tout les apistes, qu’ils soient intéressés ou non [1]. Les estimations n’ont été réalisées que sur les femmes, car très peu d’hommes bénéficient de l’api. Les données proviennent de deux fichiers différents et concernent la période comprise entre juin 1998 et décembre 2000. Les fichiers historiques enregistrent l’évolution des caractéristiques individuelles d’une manière quasi continue ainsi que le calendrier d’activité et de revenu, et ce tant que l’individu bénéficie du rmi ou de l’api. Les fichiers semestriels comprennent des données telles que les caractéristiques individuelles, des informations sur les enfants, les prestations, les ressources. Après avoir éliminé les informations aberrantes, les deux fichiers ont été mensualisés puis fusionnés.

12 La variable endogène de statut d’activité a été construite à partir des deux fichiers historiques et semestriels. En effet, tant que l’individu bénéficie du rmi et/ou de l’api, son activité est renseignée dans les fichiers historiques. Si l’allocataire perd le bénéficie de ces deux allocations, mais reste inscrit à la caf pour une autre allocation (familiale, logement…), l’individu se retrouve dans les fichiers semestriels. Or, nous ne disposons pas dans ces fichiers de variable claire d’activité. Pour pallier à cette lacune, nous construisons plusieurs variables d’activité basées sur des montants annuels de ressources déclarés par l’allocataire ou des montants mensuels de ressources calculés par la caf pour l’évaluation des droits. Avoir des montants de ressources positif ne suffit pas à affirmer que l’individu a un revenu d’activité, parce que l’on ne connaît pas la nature des ressources.

13 Afin de distinguer le groupe de traitement de ceux qui bénéficiaient déjà auparavant du système d’intéressement, nous avons créé une variable indicatrice de traitement (traité). Traité vaut 0 si l’individu bénéficie du rmi, quel que soit son statut vis-à-vis de l’api. En effet, le mode de calcul de l’api et du rmi étant différents, si le montant de l’api est inférieur au montant du rmi, l’allocataire bénéficie d’un rmi différentiel. Dans ce cas, l’allocataire était déjà éligible au système d’intéressement via le rmi et la loi Aubry ne changera que marginalement ses possibilités d’intéressement à l‘activité. De facto, traité vaut 1 si l’individu n’est allocataire que de l’api. Afin de corriger le biais d’endogénéité dynamique du statut de traité sur l’emploi déjà évoqué plus haut, on a postulé qu’à partir du moment ou l’allocataire est traité, il garde celui-ci, même s’il retrouve un emploi.

14 Pour apprécier tant l’effet de la conjoncture sur les conditions du marché du travail (?_t) que les effets de diffusion des effets de la réforme (?_t), on a distingué trois périodes : une première période de transition entre janvier 1999 et juin 1999 pour mesurer l’effet de court terme, une période d’un an pour mesurer l’effet à moyen terme, et une dernière période de six mois entre juillet 2000 et décembre 2000 pour appréhender les effets à « long terme ». L’effet de l’intéressement peut ainsi être mesuré par des variables croisées traitement et les périodes ainsi définies. Les caractéristiques individuelles sont représentées par la présence du conjoint, le nombre d’enfants, l’âge et la localisation dans une micro-région.

15 Afin d’éclairer le lecteur sur les populations respectives des rmistes et des apistes, d’une part, le graphique 1 reproduit l’évolution du nombre des allocataires sur la période d’étude et le tableau 2 donne des éléments de comparaison de ces populations. Il ressort que la population apiste est composée de personnes plus jeunes mais plus isolées, sans ressources et ayant moins d’enfants que la population témoin. L’évolution des taux d’activité des bénéficiaires des minima sociaux suivant l’appartenance au groupe de contrôle ou de traitement est retracée dans le graphique 2. Il se produit bien dans la première année suivant la réforme une hausse du taux d’activité relativement plus accentuée dans le groupe de traitement que dans le groupe de contrôle.

Graphique 1

Évolution du nombre de bénéficiaires du rmi et de l’api entre juin 1998 et décembre 2000 à la Réunion

Évolution du nombre de bénéficiaires du rmi et de l’api entre juin 1998 et décembre 2000 à la Réunion

Graphique 2

Évolution des taux d’emploi des apistes (groupe de traitement) et des rmistes (groupe de contrôle) entre juin 1998 et décembre 2000

Évolution des taux d’emploi des apistes (groupe de traitement) et des rmistes (groupe de contrôle) entre juin 1998 et décembre 2000

Résultats

16 Le tableau 3 compare les estimations des trois modèles logit. Le test d’Hausman conduit à ne pas rejeter l’hypothèse selon laquelle l’effet fixe individuel est corrélé aux variables présence d’un conjoint, à l’âge et à son carré, à l’appartenance au groupe de traitement, aux effets temporels et au croisement de ces variables. En conséquence, conformément à l’intuition, le modèle à effet fixe est celui sur lequel nous fondons notre estimation de l’impact de la réforme. En particulier, la comparaison des résultats du logit à effet aléatoire et du logit à effet fixe nous indique que la variable traité est endogène. Néanmoins, on peut conclure à un effet positif de la loi Aubry sur la reprise d’activité des bénéficiaires des apistes puisque, quelle que soit la technique retenue, et en particulier dans le modèle à effet fixe, les termes croisés obtenus sont tous positifs et significatifs. Les variables temporelles croisées avec l’indicatrice de traitement nous donnent l’effet net de la réforme puisqu’elles mesurent l’effet différentiel de la réforme en comparant les traités et ceux qui étaient déjà éligibles au système d’intéressement. La loi Aubry a clairement eu un effet positif puisque ces coefficients indiquent que les taux d’activité des individus qui sont passés par l’api se rapprochent de celle des individus qui sont passés par le rmi ou par l’api et le rmi à la fois (cf. graphique 3). À titre d’illustration, si notre individu de référence est traité, sa probabilité d’être actif avant la réforme est de 2 %, puis passe à 8,2 % après la réforme. Par ailleurs, le graphique 4, réalisé à partir des estimations du logit à effet fixe, indique la probabilité d’être actif pour un non-traité et pour un traité si le traité possède les mêmes caractéristiques inobservables que le non-traité. Il apparaît que les probabilités d’être en emploi sont très proches avant la réforme mais qu’après la période de transition, celle des traités se situe systématiquement au-dessus de celles des non-traités. Autrement dit, si les traités avaient les mêmes caractéristiques inobservables que les non-traités, leur taux d’activité serait supérieur et aurait une croissance plus élevée que celui des non-traités après la réforme.

Graphique 3

Évolution de la probabilité d’être en emploi (en %) pour un individu de caractéristiques moyennes selon qu’il est traité ou non [*]

Évolution de la probabilité d’être en emploi (en %) pour un individu de caractéristiques moyennes selon qu’il est traité ou non [*]

Graphique 4

Évolution de la probabilité d’être en emploi (en %) pour un individu de caractéristiques moyennes selon qu’il est traité ou non, le traité ayant les mêmes caractéristiques inobservables que le non-traité

Évolution de la probabilité d’être en emploi (en %) pour un individu de caractéristiques moyennes selon qu’il est traité ou non, le traité ayant les mêmes caractéristiques inobservables que le non-traité

Conclusion

17 L’importance de la population vivant de minima sociaux à la Réunion appelle la réalisation d’études spécifiques sur cette économie. L’obtention d’une base de données en panel très riche en nombre d’individus nous a permis de mesurer l’impact de la mise en place de la loi Aubry en ce qui concerne le cumul des minima sociaux et des revenus d’activité. Cette loi a étendu aux bénéficiaires de l’api le dispositif des rmistes. Il s’est agit donc de comparer le taux d’emploi d’un groupe de traitement (ici les apistes) à celui d’un groupe de contrôle (ici les rmistes). Par des techniques d’estimation économétrique sur données de panel, nous montrons que la loi Aubry a eu un effet substantiel sur l’emploi des bénéficiaires des minima sociaux à la Réunion. Ce résultat est robuste aux différentes spécifications, en particulier à l’utilisation d’un modèle à effet fixe pour corriger les biais dus à l’endogénéité probable du statut de traité. Dans le cadre de notre étude, cette dernière méthode qui s’apparente à une méthodologie d’expérience naturelle revient à une méthode de différences en différences pour mesurer l’effet de la réforme. La comparaison du groupe de traitement et du groupe de contrôle indique clairement que les apistes ont eu une croissance de l’emploi beaucoup plus rapide que les non traités, ce qui prouve a posteriori l’efficacité de la réforme.