Aide au logement et emploi

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1 REVENUS Aide au ogement et empoi Cédric Afsa Parmi es aocataires du RMI sans conjoint ni enfant, ceux qui bénéficient d une aide au ogement reprennent pus souvent que es autres une activité. Ce résutat peut surprendre. En effet, es bénéficiaires d une aide disposent d un revenu goba supérieur. De pus, aide au ogement est fortement redistributive, et es gains retirés de a reprise d un empoi se trouvent réduits par a diminution concomitante de aide. Ceci pourrait dissuader es chômeurs à reprendre un empoi, surtout à temps partie. En fait, expication de ce résutat est doube. Tout d abord, i tient au mécanisme d intéressement permettant de cumuer à court terme RMI et revenu d activité, et au fait que aide au ogement ne couvre pas intégraité du oyer : une partie - e reste à charge demeure à a charge du bénéficiaire. La théorie économique standard prédit que cette personne cherchera à travaier davantage pour faire face au reste à charge. C est ceui-ci, et non pas e montant de aide au ogement, qui s avère a variabe économique déterminante. Ensuite, a réduction de aide consécutive à a reprise d un empoi n intervient pas tout de suite, mais avec un déai pouvant atteindre dix-huit mois. Seus es effets sur es tout premiers mois de a reprise d activité sont ici anaysés. I n est pas possibe, faute de données, d apporter une réponse à a question de effet de aide à pus ong terme sur activité. I reste que cette expication purement économique du phénomène ignore e premier objectif d une aide au ogement : aider son bénéficiaire à accéder à ou à conserver son autonomie résidentiee, facteur d intégration économique et sociae. De fait, on constate sur cet échantion une très forte mobiité résidentiee, que es données ne permettent pas de cerner avec suffisamment de précision. L anayse conjointe des trajectoires résidentiees et d activité apporterait un écairage suppémentaire sur e ien entre aide au ogement et activité. Cédric Afsa appartient au CREST-Insee. Les noms et dates entre parenthèses renvoient à a bibiographie en fin d artice. 123

2 Les aides personnees au ogement sont destinées à aider es ménages qui, à cause de a modicité de eurs ressources, doivent consacrer une part importante de eur budget au paiement du oyer ou au remboursement du prêt d accession. Fortement dégressives avec e niveau de revenu, ces aides sont conçues en premier ieu pour venir en aide aux pus modestes et notamment aux personnes sans empoi. Ees comptent de ce fait parmi es prestations es pus redistributives du système français de protection sociae. Cependant, cette dégressivité es expose à pusieurs critiques. Ees auraient notamment un effet néfaste sur e comportement d activité. En effet, orsqu un chômeur bénéficiant d une aide au ogement retrouve un empoi, augmentation de son revenu disponibe fait diminuer e montant de aide. Tout se passe donc comme s i ne conservait qu une partie des gains tirés de a reprise d activité, e reste étant (impicitement) préevé par e système des aides sociaes. Dans certains cas de figure, ce taux de préèvement peut être particuièrement éevé, comme e montre e tabeau 1. I compare es revenus disponibes, avant impôt, d un céibataire sans enfant dans trois configurations d activité (sans empoi, empoi rémunéré à hauteur d une moitié de Smic, empoi rémunéré au Smic), seon a perception ou non d une aide au ogement (cf. tabeau 1). Sans empoi, individu reçoit e RMI. S i prend un travai à pein temps rémunéré au Smic, e gain saaria est de 784 euros nets. Mais ce gain ne se retrouve pas intégraement dans évoution du revenu goba : si individu ne perçoit pas d aide au ogement, son revenu tota augmente de = 462 euros, et e «manque à gagner» est de 322 euros ; avec une aide au ogement, ce manque à gagner est nettement pus éevé (500 euros) parce que aide, recacuée sur a base des ressources d activité, diminue de 178 euros. On notera qu a priori une personne ne gagne pratiquement rien à reprendre un travai à mi-temps payé au Smic si ee bénéficie par aieurs d une aide au ogement (son revenu passe de 570 euros à 573 euros). Lorsque aide au ogement se combine à un minimum socia, e taux de préèvement apparaît prohibitif. L aide au ogement serait désincitative à a reprise d une activité, surtout à temps partie. Ee contribuerait aors à enfermer es personnes sans empoi dans une «trappe à pauvreté» (Hornung, 1996). À notre connaissance, i n y a pas eu en France de travaux empiriques sur a question précise du ien entre aide au ogement et comportement d activité chez es aocataires du RMI, qui testeraient a prédiction d une désincitation au travai (1). La question est, i est vrai, très compexe, et artice n en examine qu un aspect. Ses imites sont notamment es suivantes. D abord, anayse porte sur une popuation particuière, es aocataires du RMI sans conjoint ni enfant. Les résutats ne peuvent donc être généraisés sans précaution. Ensuite, i cherche seuement à répondre à a question suivante : es bénéficiaires d une aide au ogement ont-is aussi souvent un empoi que es non-bénéficiaires? I serait donc abusif d en extrapoer es concusions à a question pus générae du caractère incitatif ou dissuasif de aide vis-à-vis de empoi. On verra, en effet, que e taux de préèvement impicite auque sont soumises es personnes bénéficiant à a fois du RMI et de aide au ogement 1. Un artice récent de Laroque et Saanié (1999) traite des incitations financières au travai dans un contexte pus arge. Mais ces auteurs se trouvent confrontés à a question déicate, surtout dans e cas du Rmi et de aide au ogement, de imputation des montants de prestations sociaes aux individus supposés en bénéficier. À inverse, ces informations figurent dans es bases de données que nous avons utiisées. Tabeau 1 Revenu mensue seon e statut d activité et a perception d une aide au ogement en 1997 En euros Sans empoi Mi-temps rémunéré Temps compet (au RMI) au Smic rémunéré au Smic Sans aide au ogement Avec une aide au ogement Lecture : aide au ogement a été cacuée pour une personne seue payant un oyer de 305 euros dans un ogement HLM de a région parisienne. En cas de RMI sans aide au ogement, e forfait ogement a été appiqué. I s agit des revenus cacués avant impôt et n incuant pas a taxe d habitation, dont sont exonérés es aocataires du RMI. La prise en compte, dans es cacus, de impôt sur e revenu et de a taxe d habitation ne change rien à anayse du phénomène que on souhaite mettre ici en évidence. Source : cacus de auteur sur a base des barèmes de 1997 (en accord avec a période de a source statistique utiisée pour e travai empirique). 124

3 varie au cours du temps : i est nu dans es tout premiers mois suivant a reprise d activité, et atteint sa vaeur maximae au-deà d un an. Dans ces conditions, i faudrait aussi étudier e ien dynamique entre e niveau de ce taux et a situation d empoi de individu, ce que artice n aborde que très partieement. Par aieurs, e point de vue adopté ici est strictement économique : aide au ogement est réduite à son seu aspect monétaire, et on s intéresse à son effet, en tant que revenu, sur e comportement d activité. Ce parti pris va certes permettre de donner et justifier des résutats assez peu intuitifs a priori, mais i se révèera trop restrictif, et a perspective doit être éargie. Devraient être intégrées expicitement dans anayse des notions comme a soidarité famiiae (dont peuvent jouir es aocataires hébergés par eur famie), autonomie résidentiee (facteur d intégration sociae et professionnee), sans parer de a mobiité résidentiee, particuièrement importante dans cette popuation. Enfin, es données portent sur es années 1997 et 1998, et sont donc antérieures à entrée en vigueur, en 2000, de nouvees règes de cacu de aocation ogement ors de a sortie du RMI (voir infra). Effets potenties de aide au ogement sur e comportement d activité des aocataires du RMI : que cherche-t-on à mesurer? En rège générae, e revenu minimum d insertion (RMI) est versé sous a forme d une aocation dite «différentiee», égae à a différence entre e montant du RMI et es ressources éventuees de aocataire (prestations sociaes ou revenus d activité). Cependant, cette rège n est pas appiquée dans deux cas. Le premier concerne a reprise d activité, où es revenus du travai ne sont pas comptés durant es tout premiers mois de a reprise et ne e sont que partieement pendant es douze mois suivants c est a rège dite «d intéressement» ; e deuxième cas est ceui de aide au ogement, qui n est que partieement décomptée au titre des ressources (cf. encadré 1). L aide au ogement, quant à ee, est une prestation conçue pour aider son bénéficiaire à accéder à son autonomie résidentiee et a conserver. Pour y avoir droit, e demandeur doit justifier de charges financières, un oyer à payer ou un prêt d accession à a propriété à rembourser. Cea signifie qu i vit dans un ogement indépendant. Dans e cas contraire, s i est hébergé par des parents ou amis une situation concernant près de 40 % des isoés du RMI i ne peut y prétendre. L aide au ogement ne couvre jamais intégraité du oyer (ou de a mensuaité de prêt) payé(e) par individu. Ee est proportionnee au montant du oyer, mais e coefficient de proportionaité est toujours inférieur à un. De pus, e oyer aidé est pafonné : dans e cas où e oyer dépasse e pafond, excédent reste intégraement à a charge du ocataire. Ce cas de figure est très fréquent chez es aocataires du RMI isoés, puisqu i en concerne pus d un sur deux (Amrouni, 2000). D une manière générae, e montant de aide est recacué une fois par an, au premier juiet, sur a base des revenus de année précédente. Dans intervae, i est réajusté en cas de changement de situation notabe. C est ainsi e cas d un individu entrant au RMI : es revenus d activité ou de substitution qu i a pu percevoir année précédente ne sont pas comptés pour e cacu de aide, et cette neutraisation vaut pour toute a durée d inscription au RMI. Lorsqu i sort du RMI, a neutraisation cesse et e montant de son aide au ogement est recacué sur a base des ressources perçues un ou deux ans avant (2) (cf. encadré 1). Dans ces conditions, e tabeau 1 négige es phénomènes de court terme et transitoires induits par es règes de cacu du RMI et de aide au ogement. I compare, en effet, des situations financières qui sont sensibement espacées dans e temps (un à deux ans). Le montant de a première coonne correspond à a situation de aocataire du RMI avant a reprise d un empoi. Les montants des deux autres coonnes sont cacués en supposant que intéressement du RMI ne s appique pus et que aide au ogement a été recacuée sur a base des nouveaux revenus d activité. Is supposent en outre que individu qui a retrouvé un empoi e conserve sur une durée assez ongue. Si on pense que e taux de préèvement (3) peut avoir un effet sur e comportement d activité, cet effet n est a priori pas e même seon 2. Les mesures prises par a conférence sur a famie de juin 2000 permettent maintenant de isser effet de seui sur e montant de aide au ogement produit par a sortie du RMI. 3. On désignera ainsi, par a suite, a perte de revenu induite par a diminution de aide au ogement et par a fin de a période d intéressement. 125

4 Encadré 1 LE RMI ET L AIDE AU LOGEMENT : PRINCIPALES DISPOSITIONS Revenu minimum d insertion Créé en décembre 1988, e revenu minimum d insertion joue e rôe d un fiet de sécurité pour es personnes qui n ont pas ou peu de ressources et ne peuvent reever d autres dispositifs déjà mis en pace, tes que e système d indemnisation du chômage ou es minima sociaux catégories. I faut avoir au moins 25 ans pour en bénéficier, sauf à être chargé de famie. Son objectif est doube. D une part, i garantit un niveau minimum de revenu. D autre part, i encourage a réintégration sociae et professionnee par e biais du contrat d insertion. Le contenu de ce contrat peut concerner aussi bien des questions de travai que de santé, de ogement ou de formation. Dans es faits, empoi est e thème e pus fréquent (Zoyem, 2001). Les aocataires du RMI sont fréquemment orientés vers des empois aidés, comme ceux faisant objet d un Contrat empoi soidarité (CES). De tes CES proposent, en dehors du secteur privé, un empoi à mitemps payé au SMIC. L aocation versée au titre du RMI est dite «différentiee» : Le bénéficiaire qui dispose déjà de ressources, quee qu en soit a nature (revenu d activité ou prestations sociaes), reçoit un compément ui permettant d atteindre un niveau minima (à savoir précisément e RMI). Ce niveau dépend de a taie de famie. On rappee à ce titre que e RMI est un droit famiia, et non individue. Censé couvrir es besoins fondamentaux de ensembe des membres du «foyer RMI», i est cacué sur a base de eurs ressources gobaes. Ce caractère différentie de aocation connaît deux exceptions principaes : a première est ce qu on appee intéressement (sous-entendu : à a reprise d une activité). Une personne sans empoi qui reprend une activité peut cumuer ensembe ou une partie des revenus qu ee en retire et son aocation de RMI. En simpifiant (1), e cumu avec intégraité des revenus du travai vaut pour une durée de un à trois mois. Ensuite, et ce pendant es douze mois suivants, seue a moitié des ressources d activité est retenue pour cacuer e montant de aocation (2). Si e montant des ressources retenues reste inférieur au niveau du RMI (c est e cas pour un CES), aocataire percevra encore aocation. En revanche, si ses ressources dépassent e niveau du RMI (un temps pein au SMIC par exempe), i sera d abord administrativement suspendu : bien que ne percevant pus d aocation, i continuera néanmoins à bénéficier des droits «connexes», tes que a couverture maadie, ou aide au ogement «à taux pein» (voir infra). Puis, au bout de quatre mois en généra, i sera radié du droit au RMI, à moins que sa situation d activité ait changé dans intervae. Enfin, au bout de cette période de douze à quinze mois, es règes d intéressement ne s appiquent pus : e saaire est compté intégraement dans assiette ressources. Un empoi à mi-temps payé au SMIC ne permet pus de percevoir aocation. La seconde exception au caractère différentie de aocation du RMI concerne es bénéficiaires de aide au ogement. Seue une partie de cette aide, correspondant à un montant forfaitaire fixé en fonction du nombre de personnes du foyer (montant appeé «forfait ogement») est incuse dans assiette des ressources prises en compte pour e cacu de aocation. L aide fournit aors un appréciabe suppément de ressources : dans e cas des personnes seues sans empoi par exempe, ee ajoute en moyenne 50 % à eur aocation de RMI. Aide personnee au ogement Le mode de cacu de aide étant particuièrement compexe, on se contente d en rappeer es règes essentiees. L aide est proportionnee au montant du oyer (ou de a mensuaité de prêt) acquitté(e) : où k est e coefficient de prise en charge qui dépend des ressources et de a taie du ménage, e oyer ou a mensuaité de remboursement du prêt, qui dépend de a taie du ménage et de a zone de résidence, est e «oyer minimum» qui est fonction des ressources et de a taie du ménage et ch est un montant forfaitaire de charges qui ne dépend que de a taie du ménage. Le coefficient k vaut 0,90 ou 0,95 (seon a catégorie de aide) en absence de ressources, et décroît à un rythme moyen de 10 % par tranche de euros ( francs) de ressources annuees. Le oyer sur eque aide est cacuée est pafonnée, e pafond dépendant de a zone géographique. Ainsi, aide n intervient pus au-deà d un certain niveau de dépenses en ogement. Autrement dit, dans e cas où e oyer dépasse ce niveau, excédent reste intégraement à a charge du ocataire. Cette situation concerne 53 % des aocataires du RMI isoés percevant une aide au ogement, qui gardent, en moyenne, 45 % de eur oyer à eur charge (Amrouni, 2000). Enfin, e oyer minimum est proche de 0 orsque es ressources sont nues, et augmente avec ees. 0 a = k( 0 + ch), L aide au titre du mois m est versée à son bénéficiaire, en rège générae, au début du mois m+1, sur présentation de a quittance de oyer. En cas de oyer impayé, e versement de aide est suspendu. Lorsque e ogement appartient au parc socia, aide est en fait directement déduite du oyer. Le ocataire rège donc à son baieur e reste à charge. C est e principe dit «du tiers payant». 1. Magré une refonte intervenue fin 1998, es règes de cumu du RMI avec des revenus d activité restent compexes. Pour de pus ampes précisions, voir a circuaire du 22 janvier 1999 de a direction de a Sécurité sociae. 2. Dans e cas d un CES, on retient es deux-tiers du saaire et a période de cumu s achève à a fin du contrat

5 que individu se projette ou non à moyen terme. Dans e premier cas, s i bénéficie d une aide au ogement i sait que s i trouve un empoi, i sera ourdement taxé utérieurement, au moment de a révision du montant de aide. Cea peut aors e dissuader de reprendre une activité, surtout si on ui propose un empoi à mi-temps. Dans cette hypothèse, on devrait observer un taux d activité inférieur chez es bénéficiaires d une aide au ogement. Dans e second cas, comme i ne se projette pas à moyen terme, i reprend un empoi simpement parce qu i a, grâce aux règes d intéressement du RMI, un intérêt financier immédiat à e faire. I ne découvre qu au moment de a révision de aide au ogement (au premier juiet de année suivante) que e gain provenant de a reprise d activité n est pas aussi important qu i escomptait : son aide au ogement diminue à ce moment-à. I peut aors décider de cesser de travaier. Si ce schéma correspond à a réaité des comportements, arrêt utérieur de activité devrait être pus fréquent chez es bénéficiaires d une aide au ogement que chez es autres personnes ayant repris un empoi. Le fait de ne pas se projeter à moyen terme peut indiquer une forte préférence pour e présent : a diminution de aide n est pas anticipée. Mais i peut aussi provenir d un raisonnement à (très) ong terme : e fait d accepter aujourd hui un travai peu rémunérateur peut ouvrir des perspectives d empoi et de rémunération pus favorabes dans avenir (Laurent et a., 2000). Avant d expiciter es stratégies d estimation que ceci impique, i convient de s arrêter sur es données dont nous disposons, car ees résutent d un dispositif de coecte origina qui eur confère des avantages sur es sources statistiques habituees, très appréciabes pour es estimations à effectuer. L enquête sur es aocataires du RMI : a précision des données administratives combinée à a pertinence des données d enquête La principae source utiisée ici est enquête sur e devenir des aocataires du RMI, qui combine des données administratives et des informations recueiies directement auprès des personnes enquêtées. Un échantion représentatif des bénéficiaires du RMI en décembre 1996 a été tiré dans es bases de données des Caisses d aocations famiiaes (4), organismes chargés de verser a prestation. À cette occasion, pusieurs informations concernant es droits des individus aux différentes prestations ont été retenues. Un te procédé offre pusieurs avantages. D abord, i assure a représentativité de a popuation visée, en espèce es aocataires du RMI, représentativité qui fait défaut aux enquêtes usuees auprès des ménages. Par exempe, enquête Empoi, souvent utiisée pour étudier es comportements d activité, donne un effectif de bénéficiaires du RMI sans conjoint ni enfant, à a recherche d un empoi ; , soit 13 %, sont hébergés par eurs parents ou amis. Seon enquête RMI ces effectifs sont respectivement de et de (41 % de personnes 4. Les Caisses d aocations famiiaes couvrent 97 % des bénéficiaires du RMI en France métropoitaine. En sont excus ceux reevant des régimes agricoes. Les départements d Outre-Mer ne font pas partie du champ de enquête. Encadré 1 (suite) Le montant de aide est en théorie recacué une fois par an, au 1 er juiet, sur a base des ressources décarées au titre de année civie précédente. Ainsi, es revenus d activité perçus au cours du premier semestre sont effectivement pris en compte trois semestres après. En outre, des ajustements de aide ont ieu orsqu i y a des changements notabes de situation. En particuier, orsqu un individu «entre au RMI», on ne tient pas compte des revenus d activité ou de substitution qu i a pu percevoir deux ans auparavant (si cette entrée s effectue avant e premier juiet) ou année précédente (si ee est postérieure à cette date). I reçoit aors une aide au ogement cacuée avec un taux maximum (taux pein), et ce, tant qu i reste au RMI. Ce type de mécanisme est conçu pour permettre à individu de continuer à payer son oyer et de conserver ainsi son autonomie résidentiee. Lorsqu i «sort du RMI», e montant de son aide au ogement est recacué en fonction des ressources décarées deux ans avant (si a sortie a ieu au cours du premier semestre de année civie) ou un an avant (si ee se produit au cours du second semestre) (3). 3. Les mesures prises par a conférence sur a famie de juin 2000 permettent maintenant de isser effet de seui sur e montant de aide au ogement induit par a sortie du RMI. 127

6 hébergées) : es effectifs, es structures et es définitions diffèrent donc sensibement entre es deux sources (on se reportera à artice de B. Lhommeau dans ce même numéro). Ensuite, es variabes extraites des bases des Caisses d aocations famiiaes sont par définition mesurées sans erreur. L expérience montre, en effet, que es réponses apportées à des questions de type administratif sont souvent imprécises, surtout orsqu ees nécessitent d importants efforts de mémoire. L exempe probabement e pus parant est ceui de a date d entrée au RMI. Cette information fait partie de cees qui ont été coectées directement dans es bases des Caisses d aocations famiiaes. Ee a été aussi demandée aux individus ors de enquête. Le rapprochement des deux montre que a moitié des aocataires se sont trompés sur a date, avec un écart d au moins six mois. Or, on estime à six mois a durée maximae de perception du RMI pour un tiers des aocataires (Afsa, 1999). On voit donc intérêt d avoir enregistré des informations dont a précision est assurée. Le droit à une aide au ogement en décembre 1996, qui joue un rôe centra dans es estimations, rentre dans ce cas de figure. L enquête ee-même a consisté à interroger deux fois es personnes retenues dans échantion, en janvier puis en septembre Le questionnement a été centré sur es probèmes d insertion professionnee, et on dispose notamment d un caendrier mensue d activité. D autres thèmes transversaux, comme e ogement, a santé, expérience ou encore es reations sociaes, ont été abordés. Une deuxième source statistique a été utiisée. I s agit d une base de données ocaes, qui fournit pusieurs informations socio-économiques au niveau de a zone d empoi (e territoire métropoitain en compte 350). Ee s est révéée décisive pour étude, en fournissant non seuement des données renseignant sur environnement de individu, mais aussi des variabes permettant identification du modèe économétrique retenu. Connaissant a commune de résidence de chaque aocataire de enquête, on a pu importer a zone d empoi correspondante, grâce à a tabe de passage entre identifiant communa et ceui de a zone. Les données utiisées comportent néanmoins deux inconvénients majeurs. Le premier est qu ees concernent des individus reevant d une catégorie administrative. Is ont donc été «séectionnés», notamment parmi tous ceux rencontrant des difficutés d insertion sur e marché du travai, seon des règes ou en fonction de comportements que on ne sait pas contrôer. En d autres termes, on est confrontés à un «biais de séection». Les estimations sont donc nécessairement conditionnees au fait que individu a été au RMI en décembre 1996, et i faut imposer des hypothèses pour interpréter correctement es résutats. I faut, par exempe, supposer que entrée au RMI n est pas corréée au bénéfice d une aide au ogement. Deuxième inconvénient : i s agit d un «fichier de stock», d une photographie des aocataires du RMI à une date donnée, en espèce décembre On aurait souhaité tirer partie du caendrier mensue d activité, en estimant par exempe des modèes de durée, mais on ne dispose pas, pour notre probématique, des informations rétrospectives qui auraient permis de corriger du biais de séection endogène. On a imité étude aux seus isoés aocataires du RMI (i.e. sans conjoint ni enfant), et ce, pour pusieurs raisons. Is constituent d abord près de 60 % de a popuation bénéficiaire. Ensuite, dans e cas d un coupe, i faudrait prendre en compte e comportement d activité des deux adutes puisque e RMI est un droit famiia. Cea demanderait d utiiser des modèes coectifs d offre de travai, beaucoup pus compexes à spécifier et à estimer. De toute manière, es données à notre disposition ne permettent pas de e faire correctement. Enfin et surtout, aide au ogement est en principe a seue prestation sociae qu un individu isoé peut cumuer avec e RMI ou des ressources d activité. Dans es autres configurations, et surtout s i a des enfants, i faut non seuement tenir compte des prestations possibes, mais aussi raisonner en unités de consommation, e barème du RMI étant uimême construit avec une échee d équivaence qui ui est spécifique. Au tota, échantion compte individus isoés, dont un tiers bénéficiait d une aide au ogement en décembre % ont décaré une activité rémunérée au cours du premier semestre Deux catégories de variabes ont été introduites dans es modèes économétriques : des caractéristiques individuees d une part, des variabes d environnement d autre part. Ces dernières sont censées capturer une partie des effets du contexte pouvant contraindre es décisions individuees. Les variabes indi- 128

7 viduees sont âge, e sexe, e dipôme, a nationaité, e bénéfice d une aide au ogement et son montant en décembre Les deux dernières variabes ont été coectées directement dans es bases de données gérées par es organismes sociaux en charge du RMI. Les variabes de contexte, quant à ees, sont a taie de aggomération où vit aocataire du RMI, et a probabiité de survie au bout de cinq ans des entreprises créées en 1990 dans a zone d empoi, qui est censée mesurer a situation économique ocae (5). Le tabeau 2 donne a répartition de a popuation étudiée seon ces variabes. Reprendre un empoi pour faire face au reste à charge Conformément à anayse faite précédemment, on devrait constater un effet négatif ou nu de aide au ogement sur activité, que individu se projette ou non à moyen terme. Tabeau 2 Structure de a popuation étudiée Âge ans 34, ans 19, ans 12, ans 9, ans 10,8 50 ans ou pus 13,3 100,0 Dipôme Sans dipôme ou CEP 45,5 BEPC, CAP, BEP 29,1 Bac ou enseignement supérieur 25,4 100,0 Sexe Homme 67,6 Femme 32,4 100,0 Nationaité Française 87,7 Étrangère 12,3 100,0 Aide au ogement en décembre 96 Non bénéficiaire 67,6 Bénéficiaire 32,4 100,0 Taie d aggomération Rurae ou moins de habitants 19,4 Entre et habitants 36, habitants ou pus 44,6 100,0 En % Champ : isoés au sens du RMI. Sources : enquête RMI 1998, base de données ocaes ; Insee. En réaité, es résutats des estimations, présentés ci-dessous, donnent un effet positif. Un te résutat, pourtant queque peu contreintuitif, peut en fait s expiquer, en faisant appe à un modèe d aocation budgétaire en deux étapes (two stage budgeting : Deaton et Muebauer, 1980), dans a tradition de Strotz (1957) et Gorman (1959) (cf. encadré 2). Le recours à ce type de modèe se justifie par e fait que octroi de aide au ogement est conditionne au paiement effectif du oyer : en cas d impayé, aide est suspendue. S i veut bénéficier de aide au ogement, individu doit réserver une partie de ses ressources au paiement de son oyer. Le modèe suppose que individu réserve prioritairement une partie de ses ressources au paiement de ses charges de ogement : c est a première étape de aocation budgétaire. Puis, seconde étape du processus, i arbitre entre travai et consommation sur a base des ressources qui restent disponibes à issue de a première étape. Comparons aors a situation d une personne hébergée, pour qui e ogement est gratuit, et cee d un ocataire. À issue de a première étape, es ressources du premier sont constituées de aocation de RMI et d éventues revenus d activité. Cees du second sont pus faibes, car amputées du reste à charge, c est-à-dire de a part du oyer qui n est pas couverte par aide : si, conformément à a théorie économique standard, on suppose que e travai est un bien inférieur, individu cherchera à travaier davantage. La prédiction du modèe théorique a été testée en spécifiant un modèe économétrique (cf. encadré 3). Le modèe est constitué de deux équations. La première estime e reste à charge en décembre Deux variabes jouent un rôe spécifique. La première est e taux de ogements vacants, ors du recensement de 1990, dans a zone d empoi, qui est un indicateur de offre de ogements et donc de a possibiité d avoir un ogement indépendant et une aide au ogement. On s attend donc à un effet positif de a variabe sur e reste à charge. La seconde est existence d un enfant qui ne vit pus avec aocataire du RMI, indiquant par à que ceui-ci continue à vivre dans un ogement pouvant comporter pusieurs pièces et d un oyer reativement éevé. L effet 5. On aurait pu prendre e taux de chômage oca, qui, d aieurs, conduit à un effet égèrement supérieur. Mais cet indicateur est pus exposé à a critique d une possibe endogénéité. 129

8 devrait aussi être positif sur e reste à charge. La seconde équation expique a situation d activité constatée au cours du premier semestre 1997 mesurée par une variabe binaire (empoi/pas d empoi), par e reste à charge et par d autres caractéristiques socioéconomiques. Les résutats des estimations figurent dans e tabeau 3. On note effet positif et très significatif des deux variabes utiisées pour expiquer spécifiquement e «reste à charge» (a part de ogements vacants, existence d un enfant hors foyer). Par aieurs, âge a un effet positif, conformément au fait que autonomie résidentiee s acquiert au cours du cyce de vie et concerne moins es jeunes que es pus âgés. Deux autres résutats, moins attendus, méritent d être signaés. Is sont pus déicats à interpréter, et ce, d autant que on est ici confronté au biais de séection imposé par e champ d anayse (es aocataires du RMI). Le premier porte sur avantage reatif dont bénéficient es femmes dans a perception d une aide au ogement. Ce résutat peut être rapproché de constats faits en popuation générae, sur a différenciation des trajectoires résidentiees seon e genre : es femmes partent pus tôt et de manière moins provisoire du domicie parenta. Par aieurs, i n est pas excu que es femmes soient davantage aidées par es services sociaux que es hommes dans accès à autonomie résidentiee. Autre résutat, e reste à charge est pus faibe dans es communes ruraes ou es petites aggomérations (moins de habitants), probabement du fait de oyers moins éevés. Le reste à charge a un effet positif et significatif (au seui de 5 %) sur a situation d activité (coonne 2 du tabeau 3) : conformément aux prédictions du modèe théorique, un individu bénéficiant d une aide au ogement a tendance, dans immédiat, à reprendre un empoi pour faire face au reste à charge. Les autres résutats sont sans surprise. Encadré 2 LE MODÈLE ÉCONOMIQUE Le modèe économique utiisé part du modèe canonique d offre de travai, qui fait dépendre a fonction d utiité du nombre h d heures travaiées et de a consommation d un panier de biens. Le travai est rémunéré au taux w, et on peut supposer, sans trop de difficutés, que w est exogène, car a grande majorité des aocataires du RMI qui prennent un empoi sont payés au SMIC (Rioux, 2001). Dans es biens de consommation, on isoe e ogement, et on suppose qu i est un bien gratuit pour es uns (ceux qui n ont pas d aide au ogement) et que es autres (ceux qui reçoivent une aide au ogement) e consomment à hauteur du oyer. Les autres biens de consommation c sont supposés être au prix unitaire. Les deux étapes du modèe sont es suivantes : première étape : individu affecte une part de ses ressources à payer ses frais de ogement. S i est hébergé par de a famie ou des amis, cette part est nue puisque e ogement est gratuit ; seconde étape : individu arbitre entre travai et consommation, sur a base des ressources disponibes à issue de a première étape. Dans e cas d une personne isoée, es ressources autres que saariaes se imitent en principe au RMI et à aide au ogement. Soit r e niveau du RMI et a e montant de aide au ogement perçu. Ce montant est, en toute généraité, une fonction du oyer et des ressources d activité wh : a = a(, wh). Si cette personne prend un empoi, i y a, à très court terme, cumu intégra entre RMI et revenus d activité, et aide au ogement est perçue «à taux pein» : a (, wh) = a(,0) À issue de a première étape, c est-à-dire après paiement (éventue) du oyer, es ressources disponibes s éèvent à : wh + r + a(,0), s i y a une aide au ogement ; wh + r, sinon. La quantité a (,0) = rac( ) est e «reste à charge», c est-à-dire e montant du oyer qui n est pas couvert par aide, et qui est toujours strictement positif. On notera que ) est une fonction croissante du oyer. Si e ogement est gratuit, e reste à charge est nu par définition : rac( 0) = 0. rac( La contrainte budgétaire prise en compte ors de a deuxième étape peut aors s écrire : c wh + r rac ) = wh + y où y est ensembe des ressources non saariaes. Pour autant que e travai soit un bien inférieur, h y < 0. Par conséquent, h rac = h y > 0 : e reste à charge a un effet positif sur offre de travai. ( 130

9 Que se passe-t-i à pus ong terme? Avant de tirer es concusions de ces résutats, i reste à examiner effet à moyen terme de aide au ogement sur activité, au moment où e montant de aide s ajuste effectivement aux variations des ressources. On a vu qu i était possibe qu un bénéficiaire d une aide au ogement ayant repris un empoi, y renonce finaement, surtout si empoi est peu rémunéré, estimant trop faibe avantage financier qu i en tire après a réactuaisation de aide au ogement. On a aors cherché à estimer impact de aide au ogement sur a propension à être en empoi en septembre 1998, pour tous ceux ayant repris une activité au premier semestre 1997 (cf. encadré 4). Les résutats figurent dans e tabeau 4. Dans hypothèse d un te effet, e dernier paramètre de a troisième coonne du tabeau 4 (coefficient de indicatrice d une situation d empoi avec aide au premier semestre 1997) devrait être significativement inférieur à avant dernier paramètre (coefficient de indicatrice d une situation d empoi sans aide au cours de ce même semestre). Or es deux vaeurs sont quasiment égaes. I ne sembe donc pas y avoir d effet à pus ong terme de aide au ogement sur activité de ceux qui ont repris un empoi. Ce résutat reste cependant très fragie, et pas seuement à cause des difficutés d estimation rencontrées (cf. encadré 4). Les données dont nous disposons manquent en effet de recu : es (anciens) aocataires du RMI sont enquêtés une dernière fois en septembre 1998 ; or c est en août 1998 (6) qu is constatent impact de a reprise d activité en 1997 sur e montant de eur aide au ogement. De pus, es hypothèses adoptées jusqu à présent ( aide est réduite à son seu aspect financier, e ogement est un bien fixe, e oyer est exogène) trouvent eurs imites tout particuièrement orsqu on s intéresse au moyen terme (voir infra). 6. Rappeons, en effet, que d une manière générae es prestations au titre du mois m sont versées par es Caisses d aocations famiiaes au début du mois m + 1. Tabeau 3 Empoi et reste à charge Variabes Reste à charge Empoi (1) Terme constant - 1,798 (0,184) 0,965 (0,295) Âge 0,012 (0,003) - 0,038 (0,004) Dipôme Sans dipôme ou CEP Réf. Réf. BEPC, CAP, BEP - 0,032 (0,066) 0,205 (0,076) Bac ou enseignement supérieur 0,047 (0,074) 0,392 (0,084) Sexe Homme Réf. Réf. Femme 0,232 (0,060) - 0,024 (0,078) Nationaité Française Réf. Réf. Étrangère - 0,078 (0,086) - 0,094 (0,101) Taie d aggomération Rurae ou moins de habitants Réf. Réf. Entre et habitants 0,500 (0,082) - 0,236 (0,105) habitants ou pus 0,360 (0,082) - 0,496 (0,095) Taux de survie des entreprises 0,122 (0,175) 0,559 (0,194) Part des ogements vacants 0,925 (0,177) - Existence d un enfant hors foyer 0,337 (0,068) - Reste à charge - 0,331 (0,142) Seui (probit ordonné) 0,680 (0,032) - Corréation - 0,244 (0,149) 1. Situation d empoi au premier semestre 1997 (1 si activité rémunérée, 0 dans e cas contraire). Lecture : on a fait figurer écart-type entre parenthèses. : significatif au seui de 1 % ; : significatif au seui de 5 %. ; : significatif au seui de 10 %. Pour pus de détai sur e modèe économétrique utiisé, on se reportera à encadré 3. Toutes choses égaes par aieurs, e fait d avoir à acquitter un reste à charge augmente a probabiité d occuper un empoi au premier semestre 1997 : e paramètre (0,331) est significativement positif. Champ : isoés au sens du RMI. Sources : enquête RMI 1998, base de données ocaes ; Insee. 131

10 Prendre en compte es dynamiques résidentiees et d activité I ressort de ces tests empiriques que aide au ogement ne sembe pas en soi un obstace à a reprise d activité pour es aocataires (isoés) du RMI. Ce résutat est inattendu, puisque e montant de aide ne varie pas à court terme. L expication est qu i y a un écart de richesse entre ceux qui disposent d un ogement gratuit (et ne reçoivent pas d aide au ogement) et ceux qui ont un oyer à payer (et qui reçoivent une aide), parce que aide au ogement ne couvre que partieement e oyer. Le ocataire a toujours un reste à sa charge. On retrouve aors e résutat standard suivant : parce qu i y a moindre richesse, offre de travai est pus éevée. C est ainsi e reste à charge (a différence Encadré 3 LE MODÈLE ÉCONOMÉTRIQUE D ACTIVITÉ À COURT TERME Le reste à charge se révéant a variabe théorique pertinente, on a introduite comme variabe expiquant a situation d activité empoi/non empoi, à côté des autres variabes socio-démographiques. Le probème ici est que e reste à charge n est pas observé puisqu on ne connaît maheureusement pas e montant du oyer payé par e ocataire en décembre On peut toutefois approcher de a manière suivante. Lorsque individu n a pas de charge de ogement et donc pas d aide, e reste à charge est nu par définition. Dans e cas contraire, i est pus éevé pour es individus dont e oyer excède e oyer-pafond. Or, on est en mesure de repérer dans échantion au moins une partie de ceux qui rentrent dans ce cas : is correspondent aux points d accumuation de a distribution du montant d aide au ogement. Au tota, on peut distinguer trois ensembes d individus, susceptibes d être ordonnés seon importance de eur reste à charge : ceux qui n ont pas de oyer à payer, ceux qui ont une aide au ogement avec un oyer sous e pafond, et ceux qui ont une aide avec un oyer supérieur au pafond. Le reste à charge peut aors être modéisé et estimé par un probit ordonné :, où r est a variabe atente représentant e reste à charge et x 1 un ensembe de variabes exogènes. Le modèe économétrique compet est aors un système de deux équations, a seconde expiquant a situation d activité par e reste à charge r et un ensembe x 2 de variabes exogènes : r e β r = x1 1 + = x β + u 1 1 = x β + δr 2 2 u u où e est a variabe atente représentant a situation d activité et observée par a variabe binaire e, qui vaut 1 si individu a décaré une activité rémunérée au cours du premier semestre 1997, et 0 sinon. D après e modèe théorique, e paramètre devrait être positif. Ce système d équations simutanées permet de traiter a corréation éventuee entre es caractéristiques individuees inobservabes déterminant e reste à charge (et notamment accès à aide au ogement), et cees déterminant accès à empoi. On peut en effet penser que ceux qui disposent de eur 2, autonomie résidentiee ont des caractéristiques propres, qui restent inobservées, eur faciitant a reprise d une activité, et a significativité de pourrait être due à cea. Pour pouvoir estimer ce modèe, i faut trouver des conditions d excusion sur es variabes. Pus précisément, i faut qu au moins une des variabes de x 1 ne soit pas dans x 2. Les variabes sont, d une part, e taux de ogements vacants, constaté au moment du recensement généra de a popuation de 1990 (soit sept ans avant enquête), dans a zone d empoi où vit individu, d autre part existence d un ou pusieurs enfants qui ne sont pas à a charge effective de aocataire du RMI, c est-à-dire qui ne ogent pas avec ui. Le choix de a première se justifie par es mesures de poitique pubique du ogement en faveur des ménages défavorisés, mises en œuvre notamment par a oi du 31 mai 1990 dite oi Besson. Ces mesures visent à favoriser accès à autonomie résidentiee des ma ogés, en tentant de remédier au déséquiibre entre offre et demande de ogements. Un des moyens est précisément a réhabiitation du parc de ogements inoccupés. Dans ces conditions, es personnes en difficuté sur e pan résidentie, ont eu d autant pus d occasions d accèder à un «vrai» ogement indépendant que es ogements vacants étaient nombreux en En revanche, ce taux de ogements vacants n a pas de raison a priori d avoir un effet sur activité de individu en La deuxième variabe suppose, quant à ee, des hypothèses un peu pus fortes sur es comportements individues pour être pertinente. On notera d abord que e fait d avoir des enfants qui ne vivent pas au domicie parenta peut correspondre à une grande variété de situations. À côté du cas de figure probabement majoritaire de enfant ayant pris ui-même son autonomie résidentiee, on peut rencontrer ceui de enfant confié à des proches, ou bien à un organisme socia. Quoi qu i en soit, a pertinence de cette variabe repose sur idée que es personnes concernées, au moins pour une partie d entre ees, occupent e ogement où a vécu enfant. On fait en outre hypothèse, qui sembe raisonnabe, que a présence d un enfant ne peut avoir d effet sur a trajectoire d activité que s i est à a charge effective de individu. Les résidus u 1 et u 2 sont supposés suivre une oi normae bivariée. Le modèe a aors été estimé par e maximum de vraisembance. 132

11 entre e oyer et aide au ogement), et non aide au ogement, qui est a variabe économique pertinente pour décrire es comportements, en particuier à court terme, compte tenu de «intéressement». Dans expication proposée, aide au ogement n intervient que dans son seu aspect monétaire : on ne prend en compte que son «effet richesse». Ceci aboutit à un doube effet, dont interprétation, en termes d incitation ou de désincitation, est queque peu embarrassante. D un côté, ceux qui perçoivent une aide au ogement doivent acquitter un reste à charge positif. Pour y faire face, is travaient davantage que es autres : aide serait donc incitative. De autre côté, parmi es personnes qui bénéficient d une aide, cees qui supportent un reste à charge pus éevé sont aussi pus nombreuses à travaier. L aide serait désincitative, puisqu une réduction de son montant augmenterait e reste à charge et donc offre de travai. Encadré 4 LE MODÈLE ÉCONOMÉTRIQUE D ACTIVITÉ À MOYEN TERME On cherche à expiquer impact de aide au ogement sur a propension à être en empoi en septembre 1998, conditionneement au fait que individu a repris une activité au premier semestre Une manière de faire est d estimer une équation d empoi sur e sous-échantion de ceux qui ont eu un empoi au début 97, en traitant a séection de cette sous-popuation. Mais en se restreignant aux queque 500 individus concernés, inconvénient est de aisser de côté de information pourtant disponibe, et de se retrouver de facto avec des estimateurs d une médiocre précision. L aternative est d estimer équation d empoi en septembre 1998 sur ensembe de échantion en introduisant parmi es variabes expicatives de équation e croisement de a situation d empoi au premier semestre 1997 et du bénéfice de aide au ogement. On aboutit aors à un système à trois équations : a = x1 β 1 + u1 e1 = x2 β 2 + δa + u2 e2 = x3 β 3 + γ11( e1 = 0) 1( a = 1) + γ21( e1 = 1) 1( a = 0) + γ31( e1 = 1) 1( a = 1) + u3 où a mesure a propension à bénéficier d une aide au ogement, variabe atente observée par a variabe binaire a (qui vaut 1 si individu a une aide au ogement en décembre 1996 et 0 sinon), e (resp. 1 e2 ), est a propension à avoir eu une activité au premier semestre 1997 (resp. en septembre 1998), variabe observée par a variabe binaire e 1 (resp. e 2 ), qui vaut 1 si individu a eu une activité au premier semestre 1997 (resp. en septembre 1998) et 0 sinon. Les variabes x 1 et x 2 sont cees utiisées dans e premier modèe (cf. encadré 3). Le tripet (u 1, u 2, u 3 ) est supposé suivre a oi normae trivariée standard, de moyenne nue et de corréations ( 12, 23, 13 ). S i y a un effet à moyen terme de aide au ogement, c est-à-dire si, parmi ceux qui ont pris un empoi au début de 1997, es bénéficiaires d une aide au ogement se retirent davantage de activité que es autres parce qu is constatent des taux de préèvement trop éevés, aors e paramètre 2 devrait être significativement supérieur au paramètre 3. En état, ce modèe génère au moins deux difficutés. Pour en garantir identification, i faudrait qu au moins une variabe figure dans x 2 mais pas x 3. Une tee variabe, qui expiquerait a situation d activité au premier semestre 1997 mais pas en septembre 1998, sembe bien difficie à trouver. On s est donc appuyé sur a non-inéarité du modèe pour identifier es paramètres. Par aieurs, orsqu on estime e modèe compet par e maximum de vraisembance on est confronté à un probème pratique de convergence sur es données dont on dispose, probabement dû à a très forte corréation, dans a troisième équation, entre es variabes e 1 et e 2. Une soution est d utiiser une méthode en deux étapes, s inspirant de Vea (1993). La première étape estime, par e maximum de vraisembance, e modèe formé des deux premières équations. On obtient une estimation convergente des paramètres 1, 2 et, ainsi que de a corréation 12. En deuxième étape, on estime a troisième équation par e maximum de vraisembance en introduisant une variabe suppémentaire qui est espérance conditionnee de u 3 sachant a et e 1, et qui s interprète comme e résidu généraisé du système formé par es deux premières équations. Ce résidu généraisé fait intervenir quatre termes, E[ u ( avec ). Rapidement 3 a = k, e1 = ] k = 0,1 et = 0, 1 dit, a démarche consiste à projeter u 3 sur u s expriment en fonction 1 et u 2 : u 3 = λ1u1 + λ2u2 + v, où λ 1 et λ2 de 12, 23 et 13. Puis on utiise es résutats de Rosenbaum (1961) sur es moments de a oi normae bivariée tronquée. I reste à estimer 23 et 13. On prend es vaeurs des corréations empiriques des variabes e 1 et e 2, et a et e 2. En toute rigueur, i faudrait corriger es écarts-type issus de estimation de deuxième étape. Mais cea ne changerait rien au résutat principa qui est a non-significativité de écart entre 2 et ^ ^

12 La difficuté tient probabement au fait que cette approche par e reste à charge ne tient pas compte de a dichotomie qui existe entre ceux qui ont eur autonomie résidentiee (et qui peuvent bénéficier de aide au ogement) et ceux qui n habitent pas eur propre ogement (et ne peuvent donc y avoir droit). La réduction de aide à sa seue dimension monétaire ignore ce qui est pourtant son objectif premier : aider a personne à acquérir ou conserver son autonomie résidentiee. Or cet aspect des choses n est pris en compte ni théoriquement, ni empiriquement. Un déveoppement nécessaire de anayse consiste à examiner conjointement es trajectoires d activité et de résidence. C est, de pus, e seu moyen d étudier correctement es effets de moyen terme. En effet, près d un quart des aocataires isoés du RMI ont répondu avoir changé de ogement entre décembre 1996 et septembre Les hypothèses de a permanence du ogement et de exogénéité du oyer, qui ont été retenues ici, doivent être remises en cause. Par aieurs, ramener comme i a été fait a situation d activité à un choix excusif empoi versus non-empoi est queque peu réducteur. Le temps partie contraint est en effet argement répandu chez es aocataires du RMI puisque pus de a moitié de ceux qui ont Tabeau 4 Aide au ogement et empoi à moyen terme Variabes Aide au ogement Empoi au premier Empoi en semestre 1997 (1) septembre 1998 (1) Terme constant - 1,973 (0,227) 0,565 (0,212) - 0,303 (0,764) Âge 0,016 (0,004) - 0,037 (0,005) - 0,023 (0,014) Dipôme Sans dipôme ou CEP Réf. Réf. Réf. BEPC, CAP, BEP - 0,081 (0,084) 0,174 (0,085) 0,223 (0,109) Bac ou enseignement supérieur 0,007 (0,093) 0,371 (0,092) 0,325 (0,179) Sexe Homme Réf. Réf. Réf. Femme 0,200 (0,075) 0,057 (0,082) - 0,073 (0,085) Nationaité Française Réf. Réf. Réf. Étrangère - 0,078 (0,110) - 0,155 (0,118) 0,153 (0,130) Taie d aggomération Rurae ou moins de habitants Réf. Réf. Réf. Entre et habitants 0,600 (0,102) - 0,205 (0,121) - 0,081 (0,116) habitants ou pus 0,325 (0,104) - 0,413 (0,102) - 0,120 (0,181) Taux de survie des entreprises 0,310 (0,220) 0,490 (0,230) 0,411 (0,307) Taux de ogements vacants 0,770 (0,205) Existence d un enfant hors foyer 0,424 (0,089) Aide au ogement 0,594 (0,426) Corréation - 0,260 (0,255) Résidu généraisé (cf. encadré 4) - 0,265 (1,172) Croisement empoi au premier semestre 1997 et aide au ogement en décembre 1996 Sans empoi, sans aide Réf. Sans empoi, avec aide 0,080 (0,149) En empoi, sans aide 1,141 (1,127) En empoi, avec aide 1,127 (1,024) 1. Situations d empoi à ces dates (1 si activité rémunérée, 0 dans e cas contraire). Lecture : on a fait figurer écart-type entre parenthèses. : significatif au seui de 1 % ; : significatif au seui de 5 %. ; : significatif au seui de 10 %. L absence de significativité de a majorité des paramètres de a troisième coonne tient en grande partie au défaut d efficacité de a méthode d estimation retenue. Pour pus de détai sur cette dernière, on se reportera à encadré 4. Toutes choses égaes par aieurs, être ou non bénéficiaire d une aide au ogement orsqu on exerce un empoi au premier semestre 1997 ne change pas a probabiité d être encore actif occupé en septembre 1998 : es paramètres estimés (respectivement 1,127 et 1,141) sont très proches. Par aieurs, a probabiité de travaier en septembre 1998 est pus importante pour es tituaires d un empoi au premier semestre de 1997 que pour es non-tituaires, a fortiori si ces non-tituaires ne bénéficient pas d une aide au ogement. Les différences ne sont cependant pas significatives. Champ : isoés au sens du RMI. Sources : enquête RMI 1998, base de données ocaes ; Insee. 134

13 Tabeau 5 Aide au ogement et situations d empoi Variabes CES ou CEC Empoi à temps Empoi à temps partie pein Terme constant 0,408 (0,518) - 0,955 (0,439) 0,091 (0,556) Âge - 0,075 (0,012) - 0,036 (0,009) - 0,077 (0,013) Dipôme Sans dipôme ou CEP Réf. Réf. Réf. BEPC, CAP, BEP 0,481 (0,206) 0,191 (0,184) 0,460 (0,230) Bac ou enseignement supérieur 0,407 (0,233) 0,576 (0,191) 1,114 (0,220) Sexe Homme Réf. Réf. Réf. Femme 0,211 (0,184) 0,298 (0,157) - 0,466 (0,205) Nationaité Française Réf. Réf. Réf. Étrangère - 0,605 (0,363) - 0,083 (0,249) - 0,148 (0,300) Taie d aggomération Rurae ou moins de habitants Réf. Réf. Réf. Entre et habitants - 0,232 (0,221) - 0,056 (0,210) - 0,275 (0,249) habitants ou pus - 1,194 (0,248) - 0,472 (0,215) - 0,556 (0,247) Taux de survie des entreprises 0,750 (0,510) 1,139 (0,459) 1,142 (0,534) Bénéfice d une aide au ogement 0,475 (0,189) 0,175 (0,165) 0,308 (0,193) Lecture : on a fait figurer écart-type entre parenthèses. : significatif au seui de 1 % ; :significatif au seui de 5 %, ; : significatif au seui de 10 %. On a estimé un ogit mutinomia. Dans ce tabeau, trois des quatre situations d activité ont été retenues, a situation de non-empoi étant considérée comme situation de référence. Les vaeurs donnent aors impact d une caractéristique sur a probabiité d occuper te type d empoi putôt que de ne pas avoir d empoi. Par exempe, e fait de bénéficier d une aide au ogement augmente significativement (au seui de 5 %) a probabiité d être en CES ou en CEC putôt que de ne pas avoir d empoi. On peut comparer aors deux situations d empoi. Ainsi, e fait d avoir une aide au ogement augmente a probabiité d être en CES ou CEC putôt qu en empoi à pein temps (e paramètre attaché à aide vaut aors 0,475 0,308 = 0,167). L écart est cependant trop faibe pour être statistiquement significatif aux seuis usues. Champ : isoés au sens du RMI. Sources : enquête RMI 1998, base de données ocaes ; Insee. 7. De tees soidarités se fondent souvent sur une réciprocité qui en rend approche quantifiée d autant pus déicate. D après enquête, en effet, un tiers des isoés hébergés par des parents ou des amis en janvier 1998, et toujours au RMI à cette date, décaraient «verser queque chose pour e ogement (participation au oyer, à entretien, au chauffage, à éectricité, etc.)». repris un empoi saarié décarent subir une tee contrainte (Afsa, 1999). Lorsqu on anayse pus finement a situation d activité, on distingue, à côté de absence d activité professionnee (68,6 % des effectifs), trois situations d empoi au cours du premier semestre 1997 : contrat empoi soidarité (CES) ou contrat empoi consoidé (CEC) ; empoi à temps partie autre qu un CES ou un CEC ; empoi à temps pein. Ces trois situations concernent respectivement 9,3 %, 12,7 % et 9,4 % des bénéficiaires isoés du RMI de décembre Si on se réfère à a dernière igne du tabeau 5, es bénéficiaires d une aide au ogement n ont apparemment pas es mêmes situations d empoi. Is sont significativement pus nombreux à être en CES ou CEC putôt que de ne pas avoir d empoi. Cette anayse purement descriptive ( aide au ogement n a pas été instrumentée) doit cependant être confirmée par une modéisation ad hoc, qui à aussi tiendrait compte de a dynamique des trajectoires. Ee permettrait de savoir si ces empois à mi-temps constituent des trempins vers des empois pus stabes et pus rémunérateurs, ou s i n y a pas à e risque que es individus connaissent essentieement ces types d empoi qui caractérisent es «travaieurs pauvres». Ee permettrait aussi de tester hypothèse seon aquee es personnes hébergées gratuitement, soumises à une moindre contrainte financière que es autres et pouvant bénéficier de soidarités famiiaes ou amicaes (7), auraient pus de atitude pour attendre un empoi qui eur convienne, à temps pein notamment. L auteur remercie deux rapporteurs anonymes qui, par a pertinence de eurs remarques, ont contribué fortement à améiorer a première version de artice. I reste seu responsabe des erreurs qui subsisteraient. 135

14 BIBLIOGRAPHIE Afsa C. (1999), «L insertion professionnee des aocataires du revenu minimum d insertion», document de travai, direction des Statistiques démographiques et sociaes, n F9901, Insee. Amrouni I. (2000), «Les bénéficiaires du RMI percevant une aide au ogement», mimeo, Bureau des Prévisions, Caisse Nationae des Aocations Famiiaes. Deaton A. et Muebauer J. (1980), Economics and Consumer Behavior, Cambridge University Press. Gorman W.M. (1959), «Separabe Utiity and Aggregation», Econometrica, vo. 27, n 3, Juy, pp Hornung P. (1996), «Aides à a pierre : efficacité et redistribution», Économie et Prévision, n 122, pp Laroque G. et Saanié B. (1999), «Préèvements et transferts sociaux : une anayse descriptive des incitations financières au travai», Économie et Statistique, n 328, pp Laurent T., L Horty Y., Maié P. et Ouvrard J.F. (2000), «Incitations et transitions sur e marché du travai : une anayse des stratégies d acceptation et de refus d empoi», Communication aux journées «Working Poor en France», 27 octobre 2000, Évry. Rioux L. (2001), «Saaire de réserve, aocation chômage dégressive et revenu minimum» Économie et Statistique, dans ce numéro. Rosenbaum S. (1961), «Moments of a Truncated Bivariate Norma Distribution», Journa of the Roya Statistica Society, Series B, vo. 23, n 2, pp Strotz R.H. (1957), «The Empirica Impications of a Utiity Tree», Econometrica, vo. 25, n 2, Apri, pp Vea F. (1993), «A Simpe Estimator for Simutaneous Modes with Censored Endogenous Regressors», Internationa Economic Review, vo. 34, n 2, May, pp Zoyem J.-P. (2001), «Contrats d insertion et sortie du RMI», Économie et Statistique, dans ce numéro. 136