RAPPORT DE RECHERCHE

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1 RAPPORT DE RECHERCHE N Le non-recours au RSA «socle seul» : l hypothèse du patrmone SYLVAIN CHAREYRON TEPP - Traval, Emplo et Poltques Publques - FR CNRS 3435

2 Le non-recours au RSA «socle seul»: l hypothèse du patrmone Sylvan Chareyron 15 octobre 2014 Résumé Cet artcle étude le non-recours à la parte «socle seul» du Revenu de Soldarté Actve (RSA). Cette parte du RSA ne s adresse qu aux ndvdus ne dsposant d aucun revenu d actvté. Le Comté Natonal d Evaluaton du RSA dans son rapport fnal a ms en lumère un taux non néglgeable de non-recours dans cette parte du dspostf. Une estmaton du taux de non-recours corrgé des erreurs de smulatons de l élgblté est proposée. Notre mesure du taux de non-recours au RSA «socle seul» est de 25%, elle est sensblement nféreure au taux de 36% qu est habtuellement retenu. Les caractérstques des foyers en non-recours sont observées et permettent d avancer une explcaton à la présence de non-recours dans cette parte du dspostf. Les coûts de percepton du RSA n apparassent pas néglgeables mas ne devraent pas entraîner de non-recours pour des ndvdus sous le seul de pauvreté. Cependant, la défnton de la pauvreté à la base du calcul du RSA néglge la prse en compte du patrmone. Il apparaît, pour certans ménages, que le patrmone rédut fortement l utlté du bénéfce de la prestaton. Nos résultats suggèrent que le non-recours fonctonne en parte, sur le RSA «socle seul», comme un mécansme de sélecton dans le dspostf des ménages à fable patrmone. MOT-CLEFS : Revenu de Soldarté Actve, Non-recours, Patrmone CODES JEL : I38, I32, D31. Érudte, Unversté Pars-Est et TEPP (FR CNRS n o 3435), 61 Avenue du Général de Gaulle, Crétel, 1

3 Introducton Le Comté Natonal d Évaluaton du RSA (Bourgugnon (2011)) a rendu son rapport fnal en 2011 sur le blan qu l fasat de la mse en place du Revenu de Soldarté Actve en Ce rapport soulgne l mportance du non-recours que connaît le dspostf tant sur la parte actvté que sur la parte socle. La mse en évdence de taux de non-recours mportants aux programmes socaux, attrbuables sous condton de ressources, date mantenant d une cnquantane d années. L étude de Blank et Ruggles (1996) estme un taux de non-recours entre 33 % et 40 % à l Ad to Famles wth Dependant Chldren (AFDC) et au programme Foodstamp aux Etats-Uns. L Earned Income Tax Credt (EITC) créée en 1975 aux Etats-Uns sous la forme d un mpôt négatf pour lutter contre la pauvreté souffre d un non-recours plus fable. Scholz obtent un taux de non-recours de 14 à 20 % des ndvdus élgbles au dspostf en Ce fable taux de non-recours est confrmé par l IRS et qu l estme entre 13 % et 18 % sur l année 1996 (Internal Revenue Servce (2002a)) et à 19 % sur l année 2005 (Internal Revenue Servce (2009)). Pour le programme d assstance socale de l Allemagne réunfée, Neumann et Hertz (1998) obtennent un taux de non recours de 52 à 59 %. En Angleterre Duclos (1995) évalue à 20 % le taux de non-recours au programme de Supplementary Beneft en utlsant une méthode économétrque prenant en compte les possbles erreurs de calcul de l élgblté. Blundell et al. (1988), en utlsant des données d enquêtes, estment à 40 % le non-recours au Housng Benefts dans ce même pays sur l année L estmaton gouvernementale effectuée par un crosement entre des données admnstratves et d enquêtes place le non recours au Workng Famles Tax Credt (WFTC) dans une fourchette entre 24 % et 28 %. Terracol (2002), en utlsant une technque smlare à celle de Duclos estme un taux de non-recours de 35 % sur le Revenu Mnmum d Inserton. L estmaton du non-recours sans tenr compte de l erreur de mesure état de 48 % sur ces mêmes données. En utlsant des données admnstratves Bargan et al. (2012) mettent en évdence un taux de non-recours entre 40 et 50 % au système d assstance socale fnlandas et en augmentaton sur la pérode Les résultats obtenus sont dffcles à comparer entre les pays et entre les études à cause de la dversté des dspostfs, des sources et des technques utlsés. Il exste tros types de sources de données utlsables pour l estmaton du non-recours: les données d enquêtes générales, les données admnstratves et les données d enquêtes réalsées spécfquement dans le but d effectuer une évaluaton du taux de non-recours. La comparason des résultats obtenus pour l AFDC selon que l étude sot basée sur des données admnstratves ou d enquête montre que les données utlsées nfluencent les estmatons (Hernanz et al. (2004)). Les taux de recours obtenus à partr de données admnstratves sont systématquement plus élevés que ceux obtenus sur des données d enquête. Il est donc possble de classer les études selon les données qu elles utlsent et s les données provennent d une enquête, selon qu une correcton économétrque des erreurs de calcul a été utlsée ou pas. Il n est pas possble, généralement, de séparer le non-recours prmare (lé à de l absence de demande de l élgble) du non-recours secondare (la demande de l ndvdu élgble a été rejetée par l admnstraton) selon la typologe étable par Math et van Oorschot (1996). Les technques économétrques utlsées pour corrger des erreurs de calcul supposent que la décson de partcper au dspostf provent d un chox ratonnel de maxmsaton de l utlté de l ndvdu élgble. Le non-recours survent alors lorsque les coûts sont supéreurs aux bénéfces attendus(o Donoghue et Rabn (1999)). Les coûts peuvent être lés à la stgmatsaton du bénéfcare (Mofftt (1983)), aux coûts de collecte de l nformaton sur l exstence du dspostf, sur les condtons d élgblté ou sur les procédures à effectuer. Ils peuvent également étres lés aux coûts (temps, transport...) des démarches admnstratves à entreprendre pour bénéfcer du dspostf. L mpossblté d dentfer le non-recours secondare empêche de dstnguer un éventuel coût lé à la percepton que l élgble a de la probablté de vor sa demande rejetée. Les résultats du Comté Natonal d Evaluaton du RSA trés de l étude de Domngo et Pucc (2012) portent à 36 % le non-recours sur la parte «socle seul» du RSA. Les estmatons sur le RMI et le RSA semblent donc proches, cependant contrarement au RMI, le RSA socle est versé unquement aux nd- 2

4 vdus sans aucun revenu d actvté. Les montants versables sont par alleurs substantels, ans Domngo et Pucc ndquent que le montant mensuel moyen de drot, estmé dans l enquête, pour les bénéfcares du RSA socle est de 439 euros et que la perte moyenne ndute mensuellement par le non-recours au RSA socle est de 408 euros. Il parat donc dffcle d explquer que des personnes sans revenu d actvté pussent accepter une perte auss mportante. Le Comté Natonal d Evaluaton du RSA et Domngo et Pucc (2014) ont partculèrement ms en avant le nveau très élevé de non recours à la parte «actvté seule» du dspostf 1. L étude est réalsée mons de deux ans après la mse en place du RSA. S agssant du taux élevé de non-recours sur le RSA «actvté», on peut évoquer la montée en charge encore ncomplète du dspostf pour les personnes nouvellement concernées et les fables montants de prestatons attrbués. En revanche, pour la parte «socle seul» du RSA qu concerne des ndvdus précédemment élgbles au RMI, d autres pstes dovent être explorées. La présence d un phénomène de non-recours dans cette parte du dspostf pose la queston de sa possblté même et de son nterprétaton économque. La parte socle du dspostf est construte sur le prncpe de permettre à chacun de recevor un revenu couvrant ses besons de base. Le montant forfatare du RSA peut donc être consdéré comme le revenu mnmum qu pusse, selon l Etat, permettre de vvre dgnement. Faut-l en dédure qu en stuaton de non-recours les ndvdus parvennent à vvre en dessous de ce mnmum vtal? La queston est alors d explquer pourquo ces ndvdus ne demandent pas à bénéfcer du dspostf. Ils dsposent de temps pour réalser les démarches et parassent avor un beson vtal de revenu supplémentare ce qu lasse penser que leurs nctatons à demander la prestaton sont élevées. L étude de Domngo et Pucc (2012) se base sur des données provenant d une enquête réalsée dans l objectf d apporter une évaluaton précse du non-recours au RSA. Presque toutes les nformatons nécessares au calcul de l élgblté sont donc présentes. Pour autant, et ben que des vérfcatons aent été réalsées, l estmaton souffre potentellement des erreurs causées par l approxmaton des règles complexes utlsées par la CNAF pour détermner l élgblté et du décalage temporel entre les revenus utlsés pour le calcul du RSA par la CNAF et ceux utlsés pour smuler le montant de la prestaton. L estmaton n utlse pas de technque économétrque permettant de les prendre en compte ce qu rend donc dffcle la comparason avec les résultats obtenus par Terracol (2002) sur le RMI. Deux types de tactques sont envsagées dans la lttérature pour trater les problèmes lés à l utlsaton des données d enquêtes. Il est possble, d une part de construre un modèle structurel. C est la voe suve par Duclos, Terracol et Hernandez et Pudney (2007) qu ont pour soubassement un modèle économque et une spécfcaton explcte de l utlté. Il est auss possble d utlser un modèle rédut à varables nstrumentales. Une llustraton de cette seconde tactque est l étude de McGarry (1996) estmant dans deux équatons smultanées, la probablté de commettre une erreur dans le calcul de l élgblté et la probablté d observer une stuaton de non-recours. Notre objectf est c de proposer une estmaton du non-recours au RSA «socle seul» en tenant compte des erreurs de calcul. L étude se focalse sur la parte «socle seul» du RSA. Le non-recours à cette parte du dspostf ne rsque pas d être perturbé par une éventuelle montée en charge ncomplète du dspostf. D autre part le montant élevé de la prestaton dans cette parte du dspostf, le fable nveau de revenu des foyers élgbles et l absence d emplo y rendent le non-recours plus dffcle à explquer. Nous estmons un modèle rédut dans la lgne de celu proposé par McGarry (1996) en utlsant les mêmes données que celles utlsées par le Comté Natonal d Evaluaton du RSA. Ce modèle nous permet d obtenr une estmaton du non-recours corrgée des erreurs de calculs de l élgblté. Les paramètres estmés permettent de décrre les détérmnants condusant au non-recours et d avancer une explcaton du non-recours à la parte «socle seul» du dspostf. La parte suvante présente le dspostf du Revenu de Soldarté Actve. Le modèle est décrt dans la deuxème parte, la trosème secton présente et analyse les données utlsées. La spécfcaton retenue 1. L estmaton réalsée par le Comté Natonal d Evaluaton du RSA porte à 68 % le non-recours sur la parte «actvté seule» du dspostf 3

5 est détallée dans la quatrème secton. La parte 5 présente la méthode d estmaton utlsée. La sxème parte dscute les résultats de l estmaton et la parte 7 compare le taux de non-recours obtenu à celu de Domngo et Pucc (2012). La dernère secton étaye enfn l hypothèse de l mportance du nveau de patrmone dans l explcaton du non-recours pour cette parte du dspostf. 1 Le dspostf Le Revenu de Soldarté Actve (RSA) a remplacé le Revenu Mnmum d Inserton (RMI) et l Allocaton Parent Isolé (API) le 1er jun 2009 en France Métropoltane. Le RSA avat pour but de répondre aux crtques portant sur le manque d nctaton au retour à l emplo entraîné par le RMI et de lutter contre la pauvreté. Pour cela le RSA, est construt sur un prncpe compensatore et non plus dfférentel, le bénéfcare peut mantenant cumuler une parte du montant du RSA avec son revenu d actvté. Le RSA est bât sur deux composantes: le RSA «socle» et le RSA «actvté». Le RSA «socle seul» est destné aux personnes ne percevant pas de revenu d actvté. Lors de la reprse d un emplo, le RSA «socle et actvté» est perçu jusqu à un montant forfatare qu dépend de la composton du foyer; passé ce nveau le bénéfcare bascule dans le RSA «actvté seul». Les revenus d actvté des tros derners mos sont prs en compte dans le calcul. L API, est quant à elle, remplacée par une majoraton du RSA pour les parents solés valable un an ou jusqu à ce que tous les enfants à charge aent plus de 3 ans. Le revenu mnmum garant par le RSA pour un ndvdu célbatare état de 460,09 en 2010 et de 590,81 en cas de majoraton (dont 55,21 de forfat logement). Un couple sans enfant se voyat garantr, à cette date, un revenu de 690,14 et de 828,17 avec un enfant (dont 110,42 de forfat logement). Le forfat logement est dédut du montant lorsque le ménage bénéfce d une allocaton logement. S les revenus hors actvté du foyer sont ben prs en compte, le patrmone n ntervent pas dans le calcul. 2 Le montant des drots au RSA se calcule de la façon suvante: RSA = (Montant forfatare+0, 62 Revenus d actvté) Total des Ressources. La parte actvté du RSA est une nouveauté essentelle par rapport au dspostf antéreur. Elle permet au bénéfcare de conserver 62 % du revenu d actvté, là où l mposton margnale état de 100 % avec le RMI au-delà de la pérode d ntéressement. Le RSA actvté touche une populaton nouvelle, le taux de non-recours élevé peut donc être en parte la cause d une montée en charge encore ncomplète. Inversement, les ndvdus élgbles au RSA «socle seul» l étaent déjà au RMI. La comparason des deux taux de non-recours n est cependant pas drectement possble car le RMI nclut des ndvdus dsposant d un revenu d actvté non nul alors que les élgbles au RSA «socle seul» ne dsposent d aucun revenu d actvté. En plus des revenus d actvté et de la composton du foyer, deux autres crtères d élgblté au RSA dovent être prs en compte. L âge dot être supéreur à 25 ans pour bénéfcer du RSA. 3. Les condtons de séjour sont également mportantes pour les ndvdus de natonalté étrangère. Les Européens 4 dovent, sot résder en France depus au mons 3 mos au moment de la demande et bénéfcer d un drot de séjour; sot exercer ou avor exercé une actvté professonnelle déclarée en France et être en arrêtmalade, formaton professonnelle ou sans emplo nscrt à Pôle emplo au moment de la demande. Pour les étrangers d un autre pays, l faut être ttulare de la carte de résdent, ou ttulare depus au mons 5 ans d un ttre de séjour autorsant à travaller en France ou être réfugé, apatrde ou sous protecton subsdare. 2. Seuls les flux de ressources sont prs en compte dans le calcul du RSA. Le montant de l argent placé est ndqué dans la déclaraton de ressource mas n entre dans le calcul du RSA que par les revenus qu l engendre. 3. Sauf en cas de souten famlal un RSA «jeune» exste également. Il nécesste d avor travallé deux ans au cours des tros années précédant la demande. Il est perçu par mons de allocatares en 2010 et ne sera pas étudé c. 4. Indvdus possédant la natonalté d un pays membre de l Espace économque européen (EEE) ou Susse. 4

6 2 Le modèle La modélsaton se stue dans le cadre de la théore mcroéconomque du consommateur. Un ndvdu est en stuaton de non-recours lorsque l utlté qu l retre de la partcpaton au RSA est nféreure à l utlté qu l retre en ne demandant pas à bénéfcer du dspostf 5. Un ménage est traté comme un ndvdu qu maxmse une foncton d utlté unque sous la contrante des revenus du ménage dans son ensemble. Un ndvdu chost de demander le RSA s l accrossement de son utlté P est postf. P étant le gan assocé à la partcpaton au dspostf rédut de tous les coûts. Le gan retré de la partcpaton 6 est donc une foncton des bénéfces attendus de la prestaton B, des caractérstques de l ndvdu G et des coûts C qu dffèrent en foncton des ndvdus. En fasant l hypothèse d une forme addtvement séparable, on obtent: P = B + G C (1) P ne peut être observé, c est donc une varable latente de la décson fnale de partcper P où: 1 s P > 0 (2) P = 0 snon (3) Les études antéreures comme celle de Mofftt (1983) modélsent le plus souvent de façon conjonte l offre de traval et la décson de partcper dans le cas de dspostfs de souten aux bas revenus. La décson de partcper est potentellement endogène à la quantté de traval offerte et ne pas en tenr compte peut créer un bas de sélecton. Pour des ndvdus ayant la possblté d être non élgble, la décson de partcper au marché du traval va dépendre de l utlté qu ls retrent dans les deux stuatons. Il est alors envsageable que les ndvdus les mons sensbles à la stgmatsaton chosssent de rédure leur offre de traval pour devenr élgble, créant un bas de sélecton lorsque seule la partcpaton des élgbles est étudée. Cependant le chox de n étuder que le RSA «socle seul» permet d évter cette étape. Contrarement à la parte actvté du RSA, la populaton élgble à cette parte du dspostf est élognée du marché du traval et, encore plus, du pont de sorte du dspostf ce qu rend la queston de l arbtrage entre offre de traval et élgblté très secondare. Il semble également que le retrat du marché du traval sot une stuaton majortarement contrante comme l atteste la smltude des proportons d ndvdus se déclarant en recherche d emplo entre les dfférentes partes du RSA. 7 3 Les données Nous utlsons c les données de la premère parte de l enquête menée dans le cadre de l évaluaton du dspostf réalsée par le Comté Natonal d Evaluaton du RSA et sur lesquelles les premères estmatons du non-recours au dspostf ont été fondées. L enquête a été réalsée par la DARES et porte sur ndvdus à revenu modeste échantllonnés par la DARES et l INSEE à partr des déclaratons fscales des revenus et des déclaratons de taxes d habtaton de L nterrogaton a été effectuée par téléphone en L utlsaton des fchers de la taxe d habtaton pour échantllonner l enquête n a pas perms d nterroger les ménages vvant dans des logements non ordnares. 8 Les questons posées lors de l enquête permettent de reprodure un test d élgblté au RSA qu peut être comparé à la déclaraton de l enquêté concernant son éventuelle percepton du RSA et le cas échéant 5. Le non-recours est supposé provenr unquement d une absence de demande de l élgble et non d un refus de la part de la CNAF. 6. L utlté retrée du bénéfce de la prestaton peut varer en foncton des caractérstques ndvduelles % des foyers se déclarant ou étant calculés comme élgble au RSA et ne bénéfcant pas de revenus d actvté se déclarent en recherche d emplo contre 27 % pour les autres foyers. 8. Les habtatons mobles (roulottes, bateaux, etc.) et les communautés (établssements hosptalers, scolares et hôtelers et communautés relgeuses) ne font pas parte des logements ordnares. 5

7 au montant de RSA qu l déclare percevor. Selon Domngo et Pucc (2012) la smulaton de l élgblté est cependant «affectée d une certane marge d mprécson. En effet le calcul de l élgblté par les CAF étant partculèrement complexe, un certan nombre d hypothèses ont dû être apportées : la neutralsaton et le cumul ntégral (augmentaton du drot au RSA pendant 3 mos) ne sont pas prs en compte ; la prse en compte des ndemntés journalères de sécurté socale, des prmes exceptonnelles et du forfat logement dans ce calcul a été smplfée par rapport à la méthode réelle plus complexe.» Une source d erreurs mportante dans l estmaton sur données d enquête peut également provenr de l mprécson dans la déclaraton même des revenus ou des montants de RSA perçus. Cette étude portant sur le RSA «socle seul», la déclaraton des revenus d actvté ne nous concerne pas. D autre part, les ressources hors actvté fournes par l enquête ont été sogneusement contrôlées et même en parte recoupées avec des données admnstratves. Il est donc possble de supposer que cette nformaton souffre d erreurs assez fables pour être néglgées. Par exemple les montants des autres prestatons famlales utlsés dans le calcul des ressources hors actvté sont trés des données admnstratves de la CNAF. C est donc le montant exact utlsé par la CNAF pour calculer l élgblté au RSA. Les montants de RSA déclarés et les autres varables qu seront utlsées dans le modèle seront également supposés sans erreurs ce qu est assez vrasemblable compte tenu des vérfcatons apportées sur certanes varables et du nombre mportant de varables dchotomques. De plus, selon McGarry «les erreurs d observatons ne vont affecter les résultats unquement dans la mesure où elles sont assez mportantes pour fare changer la catégore dans laquelle les ndvdus sont observés.» Dans cette étude nous nous ntéressons exclusvement à la composante socle du RSA. Seuls les foyers qu n ont pas déclaré de revenu d actvté lors des 3 derners mos sont donc utlsés. Nous excluons de la base les foyers dont le répondant est handcapé et ceux dont le répondant est de natonalté d un pays se trouvant hors de l Unon européenne. Les nformatons fournes par l enquête ne nous permettent pas de savor s leurs condtons d élgblté spécfques sont remples. Ils rsqueraent donc d être classés à tort comme non-recourants. Cette excluson modfe légèrement le taux de non-recours non corrgé qu passe de 36 % à 35 % en utlsant le même calcul que Domngo et Pucc 9. De par le manque d nformatons sur l élgblté de ces populatons, l n est pas possble de conclure que cette basse provent d un non-recours plus mportant des handcapés et des ndvdus de natonalté se trouvant hors de l UE. Les 26 ménages pour lesquels aucun dplôme n est connu sont également supprmés. 10 L échantllon se compose au fnal de foyers dont avec une élgblté calculée postve. L mportance de l mprécson de la smulaton de l élgblté se confrme par la présence d ndvdus déclarant bénéfcer du RSA mas n étant pas calculés élgbles au RSA. La table 1 ndque que près de 10 % des foyers déclarant bénéfcer du RSA socle ne sont pas élgbles d après la smulaton. La comparason entre la foncton de répartton des montants de RSA calculés et celle des montants de RSA déclarés (Annexe D) montre que, malgré la présence de foyers se déclarant bénéfcares mas dont les drots calculés sont négatfs, la smulaton approche assez ben les montants déclarés. La table 2 présente la dstrbuton des partcpants et des non-partcpants par tranche de drot smulé. 6 % des non-partcpants ont un drot calculé se stuant entre 0 et 200 euros. Il est donc possble de supposer que l mprécson de la mesure a condut, de manère smlare à ce qu a été observé chez les partcpants, à classer des ndvdus non élgbles comme élgbles. Une part élevée des non-partcpants possèdent cependant des montants de drot calculés mportants (31 % des non-partcpants se stuent dans la tranche des drots calculés allants de 400 à 600 euros), ce 9. Les 3 % de foyers élgbles ayant effectué une demande de RSA sont consdérés comme des bénéfcares. Le non-recours frctonnel n est donc pas prs en compte 10. Les dplômes qu n entraent pas dans la classfcaton utlsée ont été codés par un 9. Nous les avons consdérés comme des valeurs manquantes. 6

8 TABLE 1 Elgblté smulée et bénéfcare du RSA socle Elgblté calculée négatve Elgblté calculée postve Total Non-bénéfcare Bénéfcare Total TABLE 2 Foncton de répartton des partcpants et des non-partcpants par tranche de drot smulé Drots smulés ( ) Partcpants Non-partcpants Taux de partcpaton( %) a Mons de ,12 0, à ,16 1, à ,16 2, à ,25 2, à ,41 4, à 800 0,70 7, à 600 1,28 11, à 400 2,48 22, à 200 5,25 41, à 0 9,83 53,89. 0 à ,31 60,24 52, à ,65 65,51 65, à ,34 96,22 69, à ,36 99,05 75, à ,46 99, à ,83 99, à , , à a Le taux de partcpaton est mesuré par tranche de drot smulé, en dvsant le nombre de partcpants par le nombre d ndvdus smulés élgbles. qu lasse penser qu l exste ben un nveau non néglgeable de non-recours au RSA «socle seul». La dernère colonne ndque le taux de partcpaton par tranche de drot smulé. Le taux de partcpaton augmente avec le montant des drots calculés sauf pour l avant dernère tranche où le fable nombre d observatons entrane une rrégularté. Les moyennes des varables de l échantllon sont présentées dans la table 3. Elles sont affchées pour l échantllon total des élgbles ans que pour les sous-échantllons des élgbles déclarant bénéfcer du RSA et des élgbles déclarant ne pas bénéfcer du RSA. Les tests réalsés condusent à rejeter, pour chaque varable, l hypothèse d égalté des moyennes entre les deux sous-groupes au seul de 5 %. Le montant moyen des drots au RSA est de façon attendue plus élevé chez les recourants que chez les non-recourants. Une stuaton surprenante à premère vue est que le montant moyen des ressources hors actvté des foyers recourants est plus élevé que celu des foyers non-recourants. Il faut cependant dfférencer les ressources provenant des prestatons famlales (hors RSA), des autres ressources hors actvté. Le montant moyen des prestatons famlales est plus élevé chez les foyers recourants alors que le montant moyen des autres ressources hors actvté est plus élevé chez les non-recourants. Le montant moyen des prestatons famlales chez les recourants est de 105 alors qu l est de 53 chez les foyers déclarant ne pas bénéfcer du RSA. La forte dfférence des montants moyens de 7

9 prestaton famlale entre les deux groupes pourrat ndquer que le fat d être en contact préalable avec la CNAF ou d avor des enfants augmente la probablté de demander le RSA. Des ressources hors actvté relatvement élevées ne sont par alleurs pas ncompatbles avec des montants de RSA élevés pusque la stuaton famlale a également un rôle dans l attrbuton des drots. Parm les autres varables, les moyennes de l âge, de l éducaton des adultes du foyer, du fat de vvre en couple et d être de natonalté européenne (hors France) sont plus élevées chez les non recourants que chez les recourants. La stuaton est nverse pour les varables des enfants à charge, de la part de bénéfcares du RSA dans le département et de l habtat urban. TABLE 3 Statstques descrptves Varable Tous Recourant déclaré Non-recourant déclaré Montant des drots au RSA calculés a 429,94 442,85 402,41 Ressources hors actvté et RSA b 137,39 144,48 122,27 Prestatons famlales hors RSA a 88,66 105,32 53,14 Ressources hors actvté et prestatons famlales a 48,73 39,15 69,14 Age moyen des adultes a 43,25 42,25 45,39 Educaton moyenne des adultes a* 3,36 3,27 3,55 Couple(=1 s en couple) a 0,18 0,16 0,21 Enfant à charge entre 0 et 3 ans a 0,14 0,16 0,09 Enfant à charge entre 4 et 13 ans a 0,39 0,47 0,21 Taux de bénéfcare du RSA dans le département a Habte en vlle a 0,82 0,85 0,74 Natonalté(=1 s européen hors France) b 0,016 0,013 0,023 Référant en emplo en 2009 b 0,146 0,109 0,223 Nombre d observatons a Moyennes statstquement dfférentes à 1 %. b Moyennes statstquement dfférentes à 5 %. * Une défnton des nveaux d éducaton est donnée dans l Annexe C. 4 Spécfcaton Les varables ncluses dans le modèle dovent permettre de retracer les effets lés à l utlté retrée du bénéfce du RSA et aux coûts qu entrane la demande de la prestaton. Tros varables sont exclusvement lées à l utlté retrée du bénéfce. D abord le montant du RSA car l utlté retrée du recours augmente avec le montant de celu-c, d une part parce que le montant lu-même est plus élevé et d autre part parce qu un montant de RSA plus élevé ndque une plus grande pauvreté du foyer. Le montant forfatare du RSA est calculé dans le but de donner un revenu permettant de couvrr les besons de base d un foyer. Il est calculé en foncton des caractérstques observables (composton du foyer et ressources dsponbles) permettant d approxmer ces besons. Il peut donc se suffre à lu-même, comme ndcateur de la pauvreté du ménage, en l absence d nformaton supplémentare concernant la stuaton fnancère des ménages. Ensute, la stuaton famlale peut avor un effet sur l utlté retrée du bénéfce du RSA. La ve en couple entraîne des économes d échelle et permet de mutualser les revenus, elle peut être corrélée au patrmone pour les bas nveaux de revenu. Un sgne négatf de la varable couple sgnferat que les condtons de ve sont plus asées, toutes choses observables égales par alleurs, pour un couple que pour un ndvdu seul. La stuaton en emplo en 2009 est enfn ntrodute dans le modèle pour mesurer l nfluence de la proxmté au marché du traval 8

10 sur la probablté de recourr au RSA. Le montant et la valeur de l espérance des flux de bénéfce du RSA peuvent être réduts s l ndvdu pense être assez proche de l emplo pour pouvor augmenter ses revenus d actvté dans un futur proche. Tros varables affectent exclusvement les coûts lés à la demande du dspostf. Ces coûts d nformaton, de procédure et de stgmatsaton étant nobservables, des varables sont ncluses comme proxy. Les foyers de natonalté extra-européenne ont été enlevés de l échantllon à cause de l ncerttude sur leur stuaton découlant de leurs condtons d élgblté partculères. Les ndvdus de natonalté européenne mas non françase ont cependant été conservés car les restrctons les concernant sont mons fortes et qu l est donc possble de supposer que la smulaton de leur élgblté est satsfasante. Une varable ndquant s le répondant est de natonalté françase ou ben européenne (hors France) est donc ncluse. Le fat de ne pas être franças peut être lé à une mons bonne maîtrse de la langue ou de l admnstraton et entraner des coûts plus mportants dans la demande du RSA (Rphahn (2001)). S la stgmatsaton est lée à l entourage du foyer, l est possble que le taux d allocatare du RSA dans le département at un effet sgnfcatf sur la probablté de recourr au RSA (Besley et Coate (1992)). La stgmatsaton pourrat être d autant plus forte que les allocatares du RSA sont rares et, dans ce cas, la varable nfluencera postvement la partcpaton. Une varable dchotomque ndquant s le foyer bénéfce d une autre prestaton famlale est également ajoutée. Le fat de bénéfcer d une prestaton peut nfluer sur les coûts d nformaton par la melleure connassance des dspostfs d ade et sur les coûts de partcpaton par des démarches communes à pluseurs prestatons et l expérence des démarches admnstratves. La percepton d une autre prestaton socale peut rédure la stgmatsaton par le fat que, bénéfcant déja d une ade socale, la demande du RSA ne représente pas de coût moral supplémentare. Certanes varables ne peuvent pas être assocées exclusvement aux coûts ou à l utlté du bénéfce. Le nveau d éducaton moyen des adultes du foyer pourrat avor deux effets contrares: une réducton des coûts d nformatons et de procédure mas une stgmatsaton plus forte. Il ne sera pas possble de séparer les deux effets mas smplement de savor lequel prédomne. Le nveau d éducaton peut également avor un effet sur l utlté du bénéfce par sa corrélaton avec le patrmone pour les bas revenus. Une varable ndquant s le foyer habte en vlle ou en campagne est ncluse, car les coûts d nformaton (communcaton) et de percepton du RSA (dstance au centre de tratement) sont probablement plus fables en vlle. Il est également probable que, la ve rurale entraînant mons de dépenses que la ve urbane, l utlté du bénéfce du RSA sot mondre. L âge peut également avor une nfluence sur le stgma car les personnes âgées sont supposées mons dsposées à accepter une assstance. Mas l peut également être corrélé à une varable non observée décrvant la stuaton fnancère du ménage. Il est possble d ajouter au modèle des varables ayant serv au calcul des montants comme le fat d avor des enfants à charge entre 0 et 3 ans et entre 3 et 14 ans. Ces varables, qu n ont pas a pror d nfluence sur les coûts, peuvent en avor sur la valeur des gans du RSA. 5 Estmaton Dans la forme rédute du modèle, les termes G et C sont exprmés par une foncton lnéare du vecteur des varables observables X de telle sorte que: G C = X α + ε (4) Avec ε~n(0, σ 2 ε ), α un vecteur de coeffcents à estmer. Le modèle devent donc: P = θb + X α + ε (5) où P est toujours la varable latente de la varable de partcpaton P. À cette étape le modèle est un smple modèle probt avec pour varables X les varables ntrodutes dans la parte précédente et lstées dans la table 4. En présence d erreurs dans la smulaton des montants du RSA, l estmaton obtenue à partr de ce modèle est basée. Il est donc nécessare d employer 9

11 une méthode permettant de réalser une estmaton non basée. La technque utlsée c s nsprera de celle de McGarry (1996) qu s applque très ben dans le cas d erreurs dans la smulaton provenant d approxmatons et d mprécsons dans le calcul de l élgblté. Il est donc supposé que le bas provent de l approxmaton du calcul de l élgblté et non d erreurs dans la déclaraton même des données servant au calcul de l élgblté. Les ndces qu accrédtent cette hypothèse ont été présentés dans la parte 2. L erreur dans le calcul de l élgblté entraîne un double bas. D abord, parce qu elle ntrodut dans le modèle probt un terme d erreur à l ntéreur d une des varables explcatves. Ensute, parce qu elle fausse la classfcaton entre ndvdus élgbles et ndvdus non élgbles. Pour répondre à la premère parte du problème l est possble de dfférencer le bénéfce réel auquel la personne a drot B 11 du montant smulé B. L équaton devent alors: P = θb + X α + ε (6) et Avec µ ~N(0, σ 2 µ ). On obtent donc: B = B + µ (7) P = θ(b µ ) + X α + ε (8) = θb + X α θµ + ε (9) Le terme d erreur µ étant corrélé à B l effet estmé du drot au RSA sur la probablté de partcper au dspostf est basé. Ce résultat est obtenu en supposant que l espérance du terme d erreur est nulle. Cette hypothèse n est probablement pas vérfée en réalté, cependant son relâchement ne modfe pas la concluson quant à la présence d un bas dans l estmaton. D autre part la correcton effectuée ne repose pas sur l hypothèse de nullté de l espérance des erreurs de calcul mas de nullté de l espérance des erreurs de prévson; elle reste donc valde s la premère hypothèse n est pas vérfée. Pour obtenr un estmateur sans bas, une méthode par varable nstrumentale est utlsée. Le montant des drots calculé dans l équaton est remplacé par la prévson de l espérance du montant des drots obtenus à partr d une régresson MCO. La régresson est effectuée unquement sur les ndvdus ayant déclaré percevor le RSA et ayant déclaré le montant de RSA qu ls perçovent. En supposant que les montants de RSA déclarés par ces ndvdus sont exacts, la régresson cherche à prédre la valeur des drots au RSA tel qu ls ont (ou auraent été) été calculés par la CNAF. Les varables utlsées pour la régresson sont celles utlsées pour détermner le montant des drots au RSA car elles sont non corrélées avec le terme d erreur et apparassent comme un chox logque d nstruments. Le fat de vvre ou non en couple, le nombre d enfants à charge et les ressources hors actvté forment donc la matrce Z. Le modèle est mantenant: B = Z γ + v (10) avec v ~N(0, σ 2 v ). B = Z γ + v + µ (11) où ˆγ est un estmateur sans bas de γ. B = Z ˆγ + v + µ + (Z ˆγ Z γ) (12) P = θˆb + X α + η (13) où η p θv + ε comme (Z ˆγ Z γ) p 0 et avec: ˆB = Z ˆγ (14) 11. B est plus précsément le montant qu aurat été calculé par la CNAF. Elle peut cependant elle-même commettre des erreurs dans le calcul des drots au RSA ou se vor déclarer de mauvases nformatons par erreur ou par fraude. Cependant en l absence d nformaton adéquate, la dstncton ne peut pas être fate entre drot réel et drot calculé par la CNAF. 10

12 v et ε étant supposés dstrbués selon une lo normale et de moyennes nulles, η est auss dstrbué selon une lo normale de moyenne égale à 0. Ce modèle probt en deux étapes peut être estmé par maxmum de vrasemblance et corrge la premère parte du bas (causée par l ntroducton d une varable explcatve comportant un terme d erreur). L estmaton du coeffcent du montant des drots au RSA reste basée par les erreurs de classement entre les stuatons d élgblté et d nélgblté. La probablté de recourr au RSA s écrt: P(θˆB + X α + η > 0 élgble) P(élgble) + P(θˆB + X α + η > 0 élgble) P(élgble) (15) Dans les modèles précédents, l a été supposé que la probablté d être élgble est parfatement observée. C est-à-dre qu un ndvdu dont les drots calculés sont postfs se vot attrbuer une probablté d élgblté de 1 et 0 snon. 1 s B > 0 (16) P(élgble) = 0 snon (17) La probablté de recourr pouvat donc s écrre P(θˆB + X α + η > 0) pour tous les foyers où B > 0. Dans le cas où B est calculé avec des erreurs, le calcul dot en fat être réalsé sur tous les foyers pour lesquels B > 0. Or B est observé unquement pour les ndvdus ayant déclaré percevor le RSA car ces ménages ont également déclaré le montant qu ls percevaent. Ces montants ne souffrent pas d approxmaton dans le calcul et peuvent être consdérés comme les montant des drots calculés par la CNAF. Il faut donc détermner la probablté d être élgble au dspostf: P(B > 0) = P(B µ > 0) (18) En supposant que µ~n(0, σ 2 µ ), la probablté d être élgble au dspostf devent Φ(B /ˆσ µ ). L estmaton de σ µ est réalsée sur les ndvdus pour lesquels B est observée, c est à dre ceux qu déclarent percevor le RSA 12. ˆσ µ = (B B ) 2 n Il est donc possble de calculer la probablté d être élgble de chaque ndvdu Φ(B /ˆσ µ ). En supposant que la probablté de recourr pour un ndvdu non élgble est nulle, la probablté de recourr au RSA se calcule sur l ensemble de l échantllon et devent: (19) P(θˆB + X α + η > 0 élgble) Φ(B /ˆσ µ ) (20) Cela revent à pondérer les observatons par leur probablté d être élgble. Plus les montants des drots au RSA smulés sont élevés plus la probablté d être élgble est forte et plus l observaton prend un pods mportant dans le calcul de la vrasemblance. La foncton de vrasemblance étant 13 : P ln Φ 6 Résultats θˆb + X α σ 2 e + θ 2 σ 2 ε + θ2 σ µ Φ B σ µ + (1 P ) ln 1 Φ θˆb + X α σ 2 e + θ 2 σ 2 ε + θ2 σ µ Φ Les résultats de l estmaton du modèle probt smple et du modèle probt corrgé sont présentés dans la table La valeur estmée de σ µ est de La dstrbuton de B /σ µ possède une forme proche de la lo normale d écart-type 1,86 mas l hypothèse nulle de normalté est rejetée à 5 % 13. Pour des rasons d dentfcaton σ e est fxé à L estmaton de la premère étape de la régresson est présentée dans la table 6 de l annexe. 15. Les écarts-types du modèle pondéré n ont pas été corrgés de l utlsaton de montants de RSA prédts dans une premère étape. Une correcton est proposée par Newey (1984) dans le cas général. B σ µ (21) 11

13 Les sgnes des varables des deux modèles sont cohérents. Le fat de vvre dans un département où le taux de bénéfcare de RSA dans la populaton est mportant et de bénéfcer d au mons une autre prestaton famlale augmente la probablté de recourr au RSA en rédusant les coûts de partcpaton et de stgmatsaton lés à la demande du RSA. Le modèle ne permet pas de détermner lequel des mécansmes entre en jeu, mas le fat d habter en vlle augmente la probablté de recourr au RSA, en rédusant les coûts de procédure ou en augmentant la valeur margnale du bénéfce de la prestaton. La sgnfcatvté du taux d allocatare du RSA dans le département lasse également penser que des effets de réseaux à la fos dans la transmsson de l nformaton et de la stgmatsaton sont en jeu. Contrarement aux résultats de Terracol (2002), le fat d avor à charge un enfant de mons de 14 ans n a pas d effet sgnfcatf sur le recours lorsque la varable des autres prestatons famlales est ncluse dans le modèle. La fréquence plus élevée de ménage avec enfant à charge dans les recourants au RSA semble donc provenr du bénéfce d une autre prestaton famlale plutôt que d une utlté margnale supéreure du RSA pour ces ménages. L âge et l éducaton ont un effet négatf sur le recours au RSA ce qu ndque que la hausse de la stgmatsaton ndute par ces varables surpasse la réducton des coûts d nformatons et de procédure que l âge et l éducaton engendrent. L augmentaton du stgma est par alleurs crossant avec l âge. La sgnfcatvté de la varable couple ndque que la valeur margnale du RSA est plus fable pour un couple que pour un ndvdu célbatare, ce qu lasse penser que la stuaton fnancère d un couple est melleure, toutes choses observables égales par alleurs, que celle d un ndvdu célbatare. Cela pourrat s explquer dans le cas où le fat de vvre en couple ndque, par exemple, un patrmone plus mportant. Le paramètre de la varable de natonalté est négatf mas non sgnfcatf ce qu confrme les résultats de Rphahn (2001) et Neumann et Hertz (1998). Être étranger de natonalté européenne rédut la probablté de recourr au RSA en augmentant les coûts d nformaton et de partcpaton. Posséder un emplo en 2009 rédut comme attendu la probablté de recourr au RSA en rédusant l utlté margnale espérée des flux de bénéfce. S le montant des bénéfces espérés a un effet sgnfcatf sur la probablté de recourr au RSA dans les deux modèles, les coeffcents estmés pour le montant des drots calculés au RSA varent fortement. L effet margnal au pont moyen du montant du RSA dans le cas du modèle corrgé s écrt pour les varables contnues: δp(θ ˆB + X α + η > 0 élgble) Φ( B /ˆσ µ ) θ ˆB + X α B = θφ δˆb σ 2 e + θ 2 σε 2 + Φ (22) θ2 σ µ σ µ L effet margnal au pont moyen de cette varable passe de 0,0004 avec le modèle probt smple à 0,0006 avec le modèle probt corrgé. Dans les deux cas, l effet du montant des bénéfces est nféreur à celu obtenu par McGarry pour le Supplemental Securty Income (SSI). En revanche l élastcté estmée de la varable est de 0,506 ce qu est très proche de la valeur obtenue par McGarry. L élastcté de cette varable est une des plus fortes, ben que la partcpaton au RSA sot également d une élastcté comparable au taux de bénéfcare du RSA dans le département (0,364) et encore plus fortement élastque à l âge moyen des adultes du foyer (-3,240). A la dfférence de l étude de McGarry l mportance des coûts résultants de la percepton du RSA dans l explcaton du non-recours ne peut pas être rejetée. Le sgne de la plupart des varables peut être explqué par pluseurs effets ce qu complque l nterprétaton et la décomposton de l mportance de chaque effet sur le non-recours. Recevor une autre prestaton famlale peut par exemple être lé aux tros types de coûts à savor stgmatsaton, nformaton et partcpaton. 16 Il est cependant possble d observer que le non-recours est fortement nfluencé par les varables lées à l utlté retrée du bénéfce de la prestaton. En plus du montant attendu de la prestaton, avor été 16. Un modèle structurel ne permettrat pas de dfférencer l mportance, pour chaque varable, des dfférents types de coûts. Terracol (2002) parvent cependant à dfférencer l effet lé aux coûts d nformaton de l effet lé à la stgmatsaton pour les varables d âge et d éducaton. 12

14 en emplo en 2009 a un effet négatf et sgnfcatf sur la probablté de recourr au RSA. Cette varable tradut le fat que l espérance de l utlté retrée du bénéfce du RSA est plus fable pour un ndvdu qu pense pouvor retrouver un emplo, et donc bénéfcer du RSA sur une courte pérode, que d un ndvdu qu pense que son élgblté au RSA sera durable. Tous les coûts tradtonnellement ms en évdence dans la lttérature apparassent. Le sgne, la sgnfcatvté et l mportance des varables qu captent la stgmatsaton comme l âge, l éducaton, le taux de bénéfcare du RSA dans le département et le bénéfce d une autre prestaton famlale semblent ndquer que le non-recours au RSA est fortement lé au stgma qu entrane sa demande. Cependant l élastcté de la varable âge est étonnamment élevée. S l est vrasemblable que la stgmatsaton pusse augmenter avec l âge, elle ne paraît pas pouvor avor une telle nfluence sur le non-recours. L âge ne rédut pas les besons vtaux et ne peut donc pas explquer qu un ndvdu chossse de vvre sans revenu. Le sgne postf de la varable de percepton d une autre prestaton peut également sgnfer l mportance de la réducton des coûts de procédure comme semble le confrmer l effet postf de vvre en vlle sur la probablté de recourr au RSA. Les coûts d obtenton de l nformaton sont eux ms en évdence par le sgne de la varable natonalté. TABLE 4 Coeffcents estmés Varable Probt smple Probt corrgé Coeffcent Ecart-type Coeffcent Ecart-type Constante 1,9241 0,4714 2,2669 0,8356 Montant des drots au RSA calculé 0,0013 0,0002 0,0030 0,0010 Age moyen des adultes -0,1151 0,0218-0,1560 0,0348 (Age moyen des adultes) 2 0,0012 0,0002 0,0016 0,0004 Educaton moyenne des adultes -0,0226 0,0126-0,0290 0,0197 Couple -0,4841 0,0717-0,8671 0,1440 Enfant à charge entre 0 et 3 ans -0,2184 0,0765-0,1644 0,1165 Enfant à charge entre 4 et 13 ans 0,0151 0,0467 0,0455 0,0722 Taux de bénéfcare du RSA dans le département 0,0091 0,0014 0,0131 0,0023 Habte en vlle 0,2691 0,0620 0,3352 0,0861 Natonalté(=1 s européen hors France) -0,1729 0,1865-0,2882 0,2467 Bénéfce de prestatons famlales 0,7653 0,0851 0,8368 0,1333 Référant en emplo en ,4740 0,0679-0,5988 0,0947 Nombre d observatons Log-Vrasemblance 1 772, ,323 3 Sgnfcatf à 1%. Sgnfcatf à 5%. Sgnfcatf à 10%. 7 Le taux de non recours L estmaton du modèle pondéré sur tout l échantllon permet de calculer un taux de non-recours corrgé des erreurs présentes dans le montant du RSA calculé. Le taux de non recours se calcule par la formule: P(θ ˆB + X α + η > 0 élgble) Φ( B /ˆσ µ ) (23) Φ( B /ˆσ µ ) 13

15 Le taux de non-recours calculé de cette façon est de 25 % ce qu représente une réducton de 10 % par rapport au taux de non-recours calculé par la dvson du nombre des ndvdus déclarant bénéfcer du RSA sur le nombre des ndvdus calculés élgbles au RSA. L hypothèse d égalté des deux taux est rejetée au seul de 1%. L hypothèse d exacttude des revenus hors actvté déclarés est fate lors de la premère correcton mas non de la seconde. Or la dmnuton de l estmaton du taux de non-recours résulte de la deuxème correcton apportée, c est-à-dre de la pondératon de la vrasemblance par la probablté d être calculé élgble par la CNAF. La premère correcton modfe unquement les coeffcents estmés du modèle. Le taux de non-recours obtenu n est donc pas dépendant de la vérfcaton de l hypothèse d exacttude des revenus hors actvtés. Ce taux de non-recours cache cependant de fortes dspartés en foncton des caractérstques du ménage et de sa propenson à se sentr stgmatsé (ou à dsposer de revenus de substtuton nobservés) par la demande du RSA. La table 5 présente les taux de non-recours pour dfférents sous-échantllons. Les ndvdus célbatares de 40 ans ou mons possèdent un taux de non-recours tros fos mons élevé que les foyers en couple et d âge moyen des adultes supéreur à 40 ans. Il est possble de penser qu en dehors du stgma plus élevé, ces derners aent pu épargner ou hérter d une somme d argent leur permettant de dsposer d une melleure stuaton fnancère qu un ndvdu célbatare et plus jeune. De telles ressources n étant pas comptablsées dans le calcul du RSA elles n nfluencent pas le montant du RSA mas peuvent rédure l utlté margnale assocée à son bénéfce. TABLE 5 Taux de non-recours (en %) Célbatare En couple 40 ans ou mons Plus de 40 ans L hypothèse du patrmone La présence de coûts élevés dans la percepton du RSA est confrmée mas n explque pas comment les ndvdus non-recourants parvennent à trouver les ressources pour vvre sans le recours au RSA. Les ndvdus étudés étant élgbles au RSA «socle seul», ls n ont pas de revenus d actvté et demeurent sous le seul de pauvreté. Dans ce cas l utlté retrée du bénéfce du RSA devrat surpasser les dfférents coûts lés à la demande de la prestaton. Le fat que les ndvdus qu pensent être élgbles au dspostf de façon transtore aent une plus forte probablté de non-recours n apporte pas une explcaton suffsante pusque le taux de non-recours sur les ndvdus sans emplo en 2009 est de près de 24%. L explcaton dot provenr d un facteur encore absent du modèle qu permet d assurer matérellement les besons vtaux des ndvdus non-recourants et de rédure ans l utlté qu ls retrent du bénéfce du RSA. Dans ce cadre tros explcatons peuvent être avancées. Les ressources peuvent provenr d un emplo dont les revenus ne sont pas déclarés. Une varable dchotomque ndquant l actvté d un emplo non déclaré est dsponble dans l enquête mas touche un sujet sensble et souffre donc probablement d une forte sous-déclaraton. L ntroducton de la varable ne permet pas d appuyer cette hypothèse. La varable est de sgne postf et n est pas sgnfcatve au seul de rsque de 5 %. Le résultat dot être prs avec prudence, l ne s agt donc pas d affrmer que les ressources provenant d un emplo non déclaré ne jouent aucun rôle dans l explcaton du non-recours. Une deuxème source d explcaton pourrat provenr des transferts famlaux. Une ade famlale ponctuelle peut venr subvenr aux besons de base du ménage et rédure l utlté lée à la percepton du RSA. Ben que de tels revenus auraent dû être déclarés dans l enquête, l est possble qu ls soent vctmes de sous-déclaraton. Ils pourraent alors avor été captés par la varable de l âge et explquer 14

16 ans sa forte élastcté. Des transferts famlaux descendants pourraent rédure la probablté des plus jeunes de recourr au RSA. Cependant le sgne postf de la varable «âge» ndque l effet nverse de l âge sur la probablté de recourr au RSA et va à l encontre de cette hypothèse. L hypothèse la plus vrasemblable est qu une parte du patrmone dsponble des ménages est utlsée pour subvenr aux besons matérels de base et réduse l utlté retrée du bénéfce du RSA. Il apparaît que l âge, la ve en couple, le nveau élevé d éducaton et la ve rurale rédusent le recours au RSA en parte parce qu ls sont corrélés à des caractérstques nobservées comme le montant du patrmone. Le sens de l effet de l âge, de l éducaton, de la stuaton famlale et du leu de résdence sur la probablté de recourr au RSA sont tous cohérents avec cette nterprétaton. Cette hypothèse peut donc être appuyée de manère ndrecte. Le nveau d actf des foyers n est pas connu dans l enquête et n est pas prs en compte dans le calcul du RSA. Or le fat de posséder une voture, un logement ou de l épargne est corrélé avec l éducaton, l âge, la stuaton famlale et le leu de résdence. En l absence de contrôle par des varables ndquant le nveau d actf du foyer, ces varables captent les varatons de stuaton fnancère ndutes par les dfférents nveaux d actfs. Selon les résultats de Lamarche et al. (2012) trés de l Enquête Revenus fscaux et socaux (ERFS) et de l enquête Patrmone de l INSEE la corrélaton entre bas nveau de ve 17 et bas nveau de patrmone n est pas parfate. 20 % des ménages du premer décle des nveaux de ve appartenaent en 2009 au deuxème décle de la dstrbuton des patrmones et dsposaent donc d un patrmone moyen de euros. Plus surprenant, 48 % des ménages qu appartenaent au premer décle du nveau de ve se répartssaent entre le trosème et le derner décle de la dstrbuton du patrmone. Ils dsposaent donc d un patrmone moyen supéreur à euros 18. Seuls 32 % des ménages dsposant d un nveau de ve dans le premer décle de la dstrbuton possèdent un patrmone brut nféreur au seul du premer décle de chacune des deux dstrbutons. Parm ces ménages un ters des personnes de référence ont mons de 30 ans mas le nveau de dplôme et la composton famlale jouent également un rôle mportant. Dans 55 % des cas la personne de référence de ce type de ménage est peu ou pas dplômée (dplôme nféreur au brevet) et dans 48 % des cas le ménage est composé d une personne célbatare. Ces ménages vvent mons souvent dans une commune rurale que la moyenne (hors Pars). Ces quatre varables nfluencent sgnfcatvement la probablté qu un ménage appartenant au premer décle du nveau de ve appartenne également au premer décle de la dstrbuton du patrmone. L âge, le fat de vvre en couple, d être éduqué et la ve en mleu rural sont donc corrélés avec le patrmone, pour les ménages se stuant dans le décle nféreur des revenus. Ces quatre varables rédusent l utlté retrée du bénéfce du RSA et donc le recours au RSA. L effet attrbué à la stgmatsaton pour les varables d âge et d éducaton est donc surestmé car l effet négatf de ces varables sur la probablté de recourr au RSA est également l effet d une dmnuton de l utlté retrée du bénéfce du RSA. La forte élastcté de la varable âge peut être explquée de cette façon. Le non-recours sur la parte «socle seul» du dspostf est rendu possble par la possesson d actfs qu se substtuent au bénéfce du RSA pour couvrr les besons de base du ménage. Les varatons de taux de non-recours entre les catégores de foyers peuvent donc s explquer en grande parte par la plus ou mons grande propenson de ces foyers à dsposer de patrmone. Lorsque l estmaton du non-recours est réalsée sur les ménages qu dsposent potentellement d un très fable nveau de patrmone, d après ces quatre varables, le taux de non-recours tombe à 6,5 % Le nveau de ve est égal au revenu dsponble du ménage dvsé par le nombre d untés de consommaton. Le revenu dsponble comprend lu les revenus d actvté, les revenus du patrmone, les transferts en provenance d autres ménages et les prestatons socales, nets des mpôts drects. 18. Les ménages du trosème décle de la dstrbuton des patrmones possédaent en 2010 un patrmone moyen de Pour les ndvdus de mons de 30 ans, célbatares, de nveau de dplôme nféreur au brevet et habtant en vlle. 15

17 Concluson Le non-recours aux dspostfs socaux nterroge la socété depus mantenant quelques décennes. L analyse économque, en fasant découler le non-recours d un arbtrage ratonnel, a perms de mettre en évdence les coûts qu engendrent le plus fortement le non-recours. Parm ceux-c, la stgmatsaton entranée par la demande des prestatons socales, partculèrement celles attrbuées sous condtons de ressources, a été pontée du dogt. Les dspostfs socaux sont destnés aux ménages pauvres mas le non-recours observé sur la parte «socle seul» du RSA est partculer car l porte sur des montants élevés et touche des foyers sans revenus d actvté. La valeur margnale du bénéfce surpasse potentellement les coûts lés au stgma ou à la perte d un temps largement dsponble dans la procédure de demande. Le RSA «socle seul» couvrant unquement les besons de base l semble dffcle de vvre sans ce revenu mnmum. Ce traval propose une estmaton du taux de non-recours corrgé des erreurs dues aux approxmatons dans le calcul de l élgblté au RSA. Le taux obtenu de 25 % est sgnfcatvement plus fable que celu établ par le Comté Natonal d Evaluaton du RSA. Il confrme cependant la présence de nonrecours dans la parte «socle seul» du dspostf. La correcton du bas engendré par les erreurs de calcul modfe également l nterprétaton qu l est possble de fare du non-recours. L effet margnal du bénéfce attendu du RSA augmente. La probablté de recourr au RSA parat assez fortement lée au stgma et aux coûts de partcpaton engendrés par la demande de la prestaton. La possblté d être en stuaton de non-recours par manque d nformaton n est par alleurs pas rejetée. Avor un enfant à charge de mons de 14 ans ne modfe pas la probablté de recourr en dehors de l effet lé à la percepton d autres prestatons que cela entrane. L artcle propose une explcaton quant à la possblté pour les non-recourants de vvre sans le bénéfce du RSA. En l absence d nformaton sur ce derner l estmaton ne tent pas compte de l effet lé au montant du patrmone sur le recours au RSA. Le RSA n étant calculé que sur les revenus, qu ls soent d actvté ou non, l ne tent pas non plus compte du patrmone. L ntroducton du montant du RSA attendu dans la régresson ne contrôle donc pas l effet lé au patrmone. Le patrmone du ménage peut pourtant fortement modfer l utlté retrée du bénéfce de la prestaton en permettant au foyer de subvenr à ses besons de base. Cet effet est donc capté par des varables qu sont corrélées au nveau de patrmone comme l âge, l éducaton et la stuaton famlale. La sgnfcatvté et l effet margnal de la stuaton famlale qu captent unquement cet effet confrme son mportance. Il est également possble d en conclure que l effet de la stgmatsaton est surestmé lorsque l effet total de l éducaton et de l âge lu sont attrbués. Le non-recours au RSA «socle seul» est fortement lé à la fable utlté retrée de cette prestaton. L nterprétaton que nous retenons est que le non-recours, dans cette parte du dspostf, est rendu possble par la possesson par certans ménages d un patrmone suffsant pour couvrr leurs besons de base et rédure l utlté du bénéfce du RSA. Les coûts engendrés par la percepton du RSA socle peuvent donc être consdérés comme un moyen d égalser les utltés entre les ndvdus possédant un patrmone et ceux n en possédant pas ou peu. Ceux qu possédent peu de patrmone vont vor leur utlté augmenter en bénéfcant du RSA alors que ceux qu possédent plus de patrmone ne demanderont pas le RSA et verront leur utlté rester constante. Les foyers qu possédent les patrmones les plus élevés sont peu nctés à demander le RSA car l utlté qu ls en retrent est plus fable. Ils sont donc naturellement exclus du dspostf. Dans ce contexte la prse en compte du patrmone dans le calcul du RSA permettrat de meux cbler la prestaton sur ceux qu n en dsposent pas comme c est par exemple le cas pour le Sozalhlfe allemand, pour l Income Support (IS) en Angleterre ou la Temporary Assstance for Needy Famles (TANF) et le Supplemental Securty Income (SSI) aux Etats-Uns. La grande majorté des dspostfs socaux étant sous condton de ressource, l est dffcle de penser que le non-recours permette à lu seul de fare une dstncton clare entre les ndvdus qu ont réellement beson du dspostf et ceux qu dsposent de ressources de substtuton. S tel état le cas les dspostfs de mnma socaux ne nécessteraent pas 16

18 d être alloués sous condton de ressources mas smplement d être accessbles à travers une procédure longue et stgmatsante. Comparer les avantages et les nconvénents d une prse en compte du patrmone par rapport au smple mécansme du non-recours n est pas l objet de cet artcle. Cependant l est nécessare de rappeler que tenr compte du patrmone dans le calcul du RSA présente également des nconvénents, partculèrement par l augmentaton des coûts de calcul de l élgblté que cela entrane. La possblté de rédure le non-recours en prenant en compte le nveau de patrmone dot également être abordée avec prudence. Contrôler le patrmone mplque une augmentaton des coûts de demande de la prestaton et rsque d amener des ménages précédemment bénéfcares à entrer en stuaton de non-recours. La nécessté d un dspostf tel que le RSA «socle seul» est réaffrmée par ce résultat. Le non-recours provent essentellement du cblage du dspostf et non de la possblté, pour les ndvdus qu cumulent un fable nveau de revenu et un fable nveau de patrmone, de vvre sans le dspostf. Ce résultat demanderat cependant à être confrmé de manère drecte ce qu permettrat également de mesurer précsément l nfluence du patrmone sur le non-recours. Une telle démarche se heurte cependant à l absence de données permettant de créer un len drect entre non-recours et patrmone. L étude a également ms en évdence la présence probable d effets de réseaux dans le recours au RSA. Les effets de vosnage dans la dffuson de l nformaton et de la stgmatsaton mérteraent d être confrmés et meux comprs à l ade d une analyse spatale du non-recours. Références O. BARGAIN, H. IMMERVOLL et H. VIITAMÄKI : No clam, no pan. Measurng the non-take-up of socal assstance usng regster data. Journal of Economc Inequalty, 10(3): , September T. BESLEY et S. COATE : Understandng welfare stgma: Taxpayer resentment and statstcal dscrmnaton. Journal of Publc Economcs, 48(2): , July R. M. BLANK et P. RUGGLES : When Do Women Use Ad to Famles wth Dependent Chldren and Food Stamps? The Dynamcs of Elgblty Versus Partcpaton. Journal of Human Resources, 31(1):57 89, R. BLUNDELL, V. FRY et I. WALKER : Modellng the take-up of means-tested benefts: The case of housng benefts n the unted kngdom. The Economc Journal, 98(390):pp , F. BOURGUIGNON : Rapport fnal. Rapport, Comté natonal d évaluaton du RSA, P. DOMINGO et M. PUCCI : Le non-recours au revenu de soldarté actve. Annexe 1 du rapport du comté natonal d évaluaton du rsa, P. DOMINGO et M. PUCCI : Impact du non-recours sur l effcacté du RSA actvté seul. Econome et Statstque, ( ): , J.-Y. DUCLOS : Modellng the take-up of state support. Journal of Publc Economcs, 58(3): , November M. HERNANDEZ et S. PUDNEY : Measurement error n models of welfare partcpaton. Journal of Publc Economcs, 91(1-2): , February V. HERNANZ, F. MALHERBET et M. PELLIZZARI : Take-Up of Welfare Benefts n OECD Countres: A Revew of the Evdence. OECD Socal, Employment and Mgraton Workng Papers 17, OECD Publshng, mars

19 INTERNAL REVENUE SERVICE : Partcpaton n the Earned Income Tax Credt Program for Tax Year Rap. tech., Washngton, D.C., January 2002a. INTERNAL REVENUE SERVICE : Earned Income Tax Credt Partcpaton Rate for Tax Year Rap. tech., Washngton, D.C., P. LAMARCHE, N. MISSÈGUE et M. ROMANI : Patrmone et nveau de ve sont lés, plus dans le haut que dans le bas de la dstrbuton. France, portrat socal - édton 2012, p. pp , A. MATH et W. van OORSCHOT : La queston du non-recours aux prestatons socales. Recherches et prévsons, 43(1):5 17, ISSN K. MCGARRY : Factors determnng partcpaton of the elderly n supplemental securty ncome. The Journal of Human Resources, 31(2):pp , R. MOFFITT : An Economc Model of Welfare Stgma. Amercan Economc Revew, 73(5): , December U. NEUMANN et M. HERTZ : Verdeckte Armut n Deutschland : Forschungsbercht m Auftrag der Fredrch- Ebert-Stftung. ISL, Inst. für Sozalberchterstattung und Lebenslagenforschung, W. K. NEWEY : A method of moments nterpretaton of sequental estmators. Economcs Letters, 14 (2-3): , T. O DONOGHUE et M. RABIN : Dong t now or later. Amercan Economc Revew, 89(1): , R. T. RIPHAHN : Ratonal Poverty or Poor Ratonalty? The Take-Up Study of Socal Assstance Benefts. Revew of Income and Wealth, 47(3):379 98, September J. K. SCHOLZ : The earned ncome tax credt: Partcpaton, complance, and antpoverty effectveness. Rap. tech. A. TERRACOL : Coûts de percepton et taux de non-recours aux prestatons sous condtons de ressources. Les cahers de la MSE, sére blanche, n ,

20 Annexe A: Résultats de la régresson de la premère étape L estmaton est réalsée sur les ndvdus déclarant bénéfcer du RSA et déclarant le montant de RSA dont ls bénéfcent. Une parte des ndvdus déclarant bénéfcer du RSA ne déclarent pas le montant qu ls perçovent ce qu rédut l échantllon. TABLE 6 Coeffcents estmés de la régresson Varable Coeffcent Ecart-type Constante 411,7056 4,1539 Ressources hors actvté et RSA -0,2626 0,0132 Nombre d enfants à charge 39,4994 3,2433 Couple 101,8005 9,3047 Nombre d observatons R 2 18,03 Annexe B: Effets margnaux et élastctés du modèle corrgé Les effets margnaux et les élastctés sont affchés unquement pour les varables sgnfcatves au seul de 5 %. TABLE 7 Effets margnaux et élastctés du modèle corrgé Varable Effet margnal Elastcté Montant des drots au RSA calculés 0,0006 0,506 Age moyen des adultes -0,0307-3,240 Couple -0,1912-0,085 Taux de bénéfcare du RSA dans le département 0,0026 0,364 Habte en vlle 0,0570 0,129 Bénéfce de prestatons famllales 0,1139 0,125 Référant en emplo en ,1299-0,089 19

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