Introduction

1Dans le cadre de la Stratégie européenne pour l’emploi, l’une des recommandations de politiques en faveur de la conciliation vie familiale-vie professionnelle faite aux États membres est de développer l’offre de modes formels de garde d’enfants (définis comme les modes de garde institutionnels, tels que les structures collectives ou les nourrices agréées). L’idée sous-jacente est que les enfants représentent des coûts, monétaires et en temps, de nature à pénaliser l’activité professionnelle des femmes. La prise en charge partielle ou totale de ces coûts apparaît donc comme un moyen d’action pour les pouvoirs publics s’ils ont à cœur d’encourager l’emploi des mères. Au Luxembourg, en particulier, le gouvernement s’est engagé à poursuivre et à intensifier les efforts entrepris au cours de la dernière décennie : le nombre de places existantes devrait être multiplié par 3,75 entre 2006 et 2013, pour une dépense annuelle supplémentaire estimée à 230-250 millions d’euros.

2Mais si la relation positive entre le développement de l’offre de modes de garde d’enfants et l’emploi des mères semble faire consensus, force est de constater que l’on dispose de peu de mesures de l’ampleur de cet effet. L’objectif de cette étude est donc d’offrir de tels résultats.

3Les rares auteurs qui s’intéressent spécifiquement à cette question (Van Dijk et Siegers [1996] ; Kreyenfeld et Hank [2000] ; Del Boca [2002] ; Chiuri [2004] ; Wetzels [2005] ; Del Boca et al. [2005] ; Van Ham et Büchel [2006] ; Wrohlich [2006] ; Del Boca et Vuri [2007]) ont en commun d’utiliser, pour rendre compte des contraintes liées à l’offre locale de modes de garde d’enfants, de simples taux d’équipement (nombre de places sur nombre d’enfants), calculés pour des zones géographiques parfois aussi vastes que les Lander allemands. De ce fait, ces auteurs ignorent que, en raison de l’existence de conditions d’admission prioritaire dans les structures d’accueil, certaines familles ont plus de chances que d’autres d’obtenir la place demandée. De surcroît, ces auteurs considèrent que seule l’offre de garde d’enfants du lieu de résidence est en mesure d’affecter les décisions des mères en termes d’offre de travail et de choix du mode de garde ; cette hypothèse revient, d’une part, à laisser de côté le rôle que peut jouer l’offre de garde d’enfants des autres localités et, d’autre part, à considérer que les places dans les services de garde d’enfants situés dans une localité donnée sont substituables les uns aux autres.

4En revanche, la présente étude s’inscrit dans la ligne de ces travaux en ce qui concerne le cadre théorique : nous partons en effet d’un modèle standard d’offre de travail individuelle adapté au cas des mères de jeunes enfants, en le complétant par une application inédite, à la garde d’enfants, du modèle de rationnement discret avec règles de priorité (Moulin [2001]).

5Les principales contributions de notre étude sont les suivantes. En premier lieu, en utilisant les outils du modèle de rationnement discret avec règles de priorité, nous mettons en évidence les divers éléments de définition du rationnement en modes de garde d’enfants et nous proposons une mesure originale, qui tient compte non seulement du nombre de places disponibles et du nombre de demandes, mais également des règles de priorité et de la proximité des structures au domicile familial. En second lieu, contrairement à ce qui est habituellement fait dans la littérature spécialisée, nous ne limitons pas la contrainte de garde d’enfants au plus jeune enfant de la famille : ici, tous les enfants non scolarisés de la famille sont supposés avoir besoin d’être gardés. Enfin, les résultats du modèle empirique vont au-delà de la confirmation du rôle positif de la disponibilité locale des modes de garde collectifs sur la participation des mères de jeunes enfants et le recours à la garde collective : l’usage de cas types réalistes suggère que l’ampleur de cet effet est non négligeable. En l’occurrence, si les capacités d’accueil des structures collectives augmentent de façon à ce que, à l’image de ce qui se fait dans certains pays d’Europe du Nord, tels que le Danemark ou la Suède, les familles soient certaines d’obtenir une place pour leurs enfants dans les structures de leur commune de résidence (alors qu’elles n’ont actuellement que six chances sur dix en moyenne), la probabilité de travailler des mères, telle que le modèle la prédit, devient supérieure à l’objectif européen fixé pour le Luxembourg dans le cadre de la Stratégie européenne pour l’emploi (à savoir 60 % des femmes qui travaillent, contre 56,1 % en 2007 [1]).

6Cet article est organisé de la façon suivante. Après une brève revue de littérature, nous donnons quelques informations quant au contexte luxembourgeois en matière de garde d’enfants. Puis nous proposons une application, au cas de la garde d’enfants, du modèle de rationnement discret avec règles de priorité. Nous décrivons les données utilisées pour l’analyse. Nous présentons ensuite le modèle empirique et les variables explicatives choisies, puis les principaux résultats obtenus. La dernière section conclut.

Revue de littérature

7Dans la littérature spécialisée, la relation entre l’offre de modes de garde d’enfants et l’offre de travail des mères a principalement été traitée au niveau empirique. Dans l’ensemble, les auteurs ne renvoient pas explicitement à la théorie du rationnement et ne développent pas de modèle théorique détaillé pour prendre en compte le rationnement en modes de garde d’enfants. La seule exception est Merkle [1993] qui applique le modèle du consommateur rationné de Neary et Roberts [1980] et Deaton [1981]. Pour tenir compte du rationnement en modes de garde collectifs, l’auteur intègre au modèle standard d’offre de travail individuelle une contrainte supplémentaire relative à la quantité de modes de garde collectifs. L’auteur conclut que l’effet, sur l’offre de travail de la mère, de cette contrainte de quantité est indéterminé : plus cette contrainte est forte, plus elle oblige la mère à s’occuper de son enfant (ce qui, par conséquent, diminue le temps disponible pour le marché du travail) ; mais plus cette contrainte est importante, plus elle réduit le prix implicite de la qualité de garde d’enfants et la quantité de garde produite au sein du ménage (et donc le temps que la mère passe à s’occuper de son enfant, ce qui lui libère du temps pour se consacrer à une activité sur le marché du travail). L’approche de Merkle [1993] a pour intérêt de permettre l’exercice traditionnel de statique comparative ; mais elle a pour inconvénient majeur de traiter la garde d’enfants comme un service parfaitement divisible, ce qui, selon nous, n’est pas bien adapté à la réalité.

8Plus récemment, et davantage en conformité avec la réalité, d’autres auteurs traitent la garde d’enfants comme un service indivisible. C’est le cas de Lokshin [2004] et de Kornstad et Thoresen [2007], qui supposent que, en cas de contraintes d’accès aux modes de garde formelle, celle-ci n’est pas une option réellement disponible pour les familles confrontées à ces contraintes. Pour ces familles-ci, les auteurs restreignent alors, à juste titre, l’éventail des choix de modes de garde d’enfants. Cette approche a néanmoins un inconvénient majeur ici : elle ne permet pas l’estimation de l’impact du rationnement en mode de garde formelle sur la participation au marché du travail.

9Del Boca et Vuri [2007], elles, introduisent dans leur modèle une probabilité que la garde formelle fasse partie de l’ensemble de choix de la mère.

10Pour Wrohlich [2006], le rationnement en modes de garde formelle augmente le coût attendu de la garde d’enfants parce que les familles qui se sont vu refuser l’accès à un mode de garde public ont la possibilité d’utiliser d’autres modes de garde, privés, mais à un prix plus élevé.

11Les autres auteurs se contentent de traiter les contraintes de modes de garde formelle comme une externalité négative (Stolzenberg et Waite [1984] ; Van Dijk et Siegers [1996] ; Kreyenfeld et Hank [2000] ; Del Boca [2002] ; Choné et al. [2004] ; Chiuri [2000] ; Guillot [2004] ; Simonsen [2005] ; Wetzels [2005] ; Van Ham et Büchel [2006])

12Malgré ces différences relatives à la prise en compte du rationnement au niveau théorique, les auteurs précédemment cités ont en commun de mesurer les contraintes de modes de garde d’enfants de la même façon : ils utilisent tous un indicateur macro de l’adéquation entre l’offre de modes de garde d’enfants et la demande, chacune des deux faisant l’objet d’une agrégation au niveau local avant d’être rapportées l’une à l’autre. Plus précisément, ils calculent un taux local d’équipement en modes de garde d’enfants défini comme le nombre de places existantes (l’offre) divisé par le nombre d’enfants de groupes d’âge spécifiques (la demande) [2].

13La grande majorité des auteurs concluent alors à un effet positif du taux local d’équipement en services de garde d’enfants sur la participation des mères au marché du travail, mais l’on apprend à vrai dire peu de choses sur l’ampleur de cet effet, que seuls Van Dijk et Siegers [1996] précisent. En l’occurrence, une hausse d’un point du taux local d’équipement en service de garde d’enfants accroît de 17 % la probabilité de travailler des mères de jeunes enfants aux Pays-Bas au début des années 1990. Mais lorsque l’analyse est réalisée sur une autre base de données, limitée aux mères vivant dans la province d’Utrecht, l’effet est nettement moins élevé (5 %). Les auteurs interprètent cette forte différence par l’offre locale relativement plus importante dans la province en question que dans l’ensemble du pays. Pour l’Allemagne, Merkle [1993] et Kreyenfeld et Hank [2000] concluent, elles, à l’absence d’effet du taux local d’équipement en services de garde d’enfants sur la participation des mères au marché du travail. Les auteurs expliquent ce résultat par le fait que les horaires d’accueil des enfants dans les structures collectives ne sont pas adaptés à l’exercice d’une activité professionnelle, de sorte qu’un taux local d’équipement élevé n’encourage pas l’emploi des mères de jeunes enfants.

La garde des jeunes enfants au Luxembourg

14Au Luxembourg, l’école est obligatoire à partir de 4 ans. L’admission à l’école peut se faire dès l’âge de 3 ans dans des classes dites d’éducation précoce. Ces classes ne sont toutefois pas disponibles dans toutes les communes, et l’accueil des enfants est limité à quelques matinées par semaine. De ce fait, moins de 10 % des enfants de 3 ans sont scolarisés [3]. Pour faire garder leurs enfants, en plus de l’aide informelle qui peut être apportée par l’entourage, les familles peuvent faire appel à une structure collective, publique ou privée, ou à une nourrice. En 2006, 38 % des enfants de moins de 4 ans étaient gardés uniquement par leurs parents. Parmi les 62 % restants, 28 % étaient accueillis dans une structure collective, 20 % étaient confiés gratuitement à leur entourage et 14 % à une nourrice.

15Comme en Allemagne ou aux Pays-Bas, l’accueil des enfants dans les structures collectives au Luxembourg est assuré à la fois par le secteur public et le secteur privé. Au niveau du pays, les capacités d’accueil pour les moins de 4 ans se répartissent à parts égales entre les deux secteurs. En moyenne, les capacités d’accueil des structures collectives sont d’une quarantaine de places à temps complet. À la différence de ce qui est observé dans d’autres pays européens tels que l’Italie ou l’Allemagne, les horaires d’ouverture des structures collectives, de 7 heures à 19 heures du lundi au vendredi, sont plutôt compatibles avec l’exercice d’une activité professionnelle à temps complet (quarante heures/semaine au Luxembourg). La réglementation impose des normes communes au secteur public et au secteur privé, de sorte que la qualité de l’accueil dans les structures collectives, telle qu’elle peut être appréciée par les indicateurs habituellement utilisés dans la littérature (c’est-à-dire le taux d’encadrement des enfants, le niveau de qualification des employés, le turn-over du personnel), y est relativement homogène.

16De même que dans bon nombre de pays européens l’accueil des enfants dans les structures collectives au Luxembourg est largement subventionné. L’État intervient directement auprès des structures, publiques et privées (au moyen de subventions aux frais de fonctionnement, aux frais d’équipement et aux frais d’infrastructures, auxquelles s’ajoutent des subventions d’équilibre pour le secteur public).

17Depuis une décennie, le gouvernement luxembourgeois a entrepris une politique active en faveur du développement de l’offre de modes d’accueil. Malgré cela, les capacités d’accueil dans les structures collectives semblent toujours insuffisantes pour satisfaire l’ensemble de la demande, comme le suggèrent la faiblesse du taux d’équipement pour les moins de 4 ans (15 % en 2007) et l’existence de listes d’attente [4] : selon l’enquête ad hoc menée auprès des structures collectives d’accueil des jeunes enfants du Luxembourg [5], près d’une structure sur deux a dû refuser des enfants, faute de places en nombre suffisant : la part de structures ayant refusé des enfants, faute de places disponibles, est plus élevée dans le secteur public que dans secteur privé (61 % contre 29 %). Cette différence peut révéler une demande plus importante pour le secteur public en raison de tarifs plus attractifs, qui dépendent des revenus de la famille et du nombre d’enfants à charge. Dans le secteur privé, les tarifs sont fixés librement.

18Pour réguler les listes d’attente dans le secteur public, des priorités d’admission sont accordées aux enfants de familles monoparentales, aux enfants de familles bi-actives et aux enfants de familles à bas revenus. En plus de ces critères officiels, s’ajoute un critère de fait : les frères et sœurs d’enfants déjà accueillis dans un établissement public peuvent bénéficier d’une admission prioritaire. Ces règles de priorité sont comparables aux règles de priorité existantes dans d’autres pays européens (Humblet et Amerijckx [2008]). Dans le secteur privé au contraire, seule la position sur la liste d’attente, si elle existe, constitue une priorité d’admission.

19Pour ce qui est des nourrices, la profession n’était pas encore réglementée en 2006 (année des données utilisées ici) et on ignorait tant leur nombre que l’ampleur de leur activité.

Application à la garde d’enfants d’un modèle de rationnement discret avec règles de priorité

20Le modèle sous-jacent à notre analyse est un modèle standard d’offre de travail individuelle appliqué aux cas des mères de jeunes enfants, tel que développé par Guillot [2004]. En raison des données disponibles, et comme bon nombre d’auteurs, nous supposons que les contraintes liées à l’offre locale de modes de garde ne portent que sur les structures collectives [6]. Ainsi, seule l’offre de modes de garde collectifs est supposée sujette à pénurie, ce qui revient à considérer que la garde par une nourrice est une solution qui est toujours à la portée des parents, à condition que ceux-ci soient disposés à payer le tarif exigé. En outre, la demande des familles en termes de modes de garde est ici supposée porter sur une place ou plusieurs lorsque plusieurs enfants en bas âge sont présents dans la famille dans une structure collective, publique ou privée.

21Pour intégrer à ce cadre d’analyse les contraintes liées à l’offre locale de modes de garde, nous avons transposé les outils du modèle de rationnement discret avec règles de priorité tel que décrit par Moulin [2001] [7]. Ce modèle nous semble bien adapté ici car, d’une part, c’est bien une place (ou plusieurs selon le nombre d’enfants) qui est offerte/demandée, et non pas une quantité divisible à volonté et, d’autre part, l’allocation des places disponibles entre les différents demandeurs obéit à des règles de priorité.

22Soient N familles. Ces familles sont de types T différents, types définis au regard des règles de priorité existant dans les structures d’accueil de jeunes enfants (t = 1, …, T). La probabilité, pour une famille i (i = 1, …, N) de type t, d’obtenir la(les) place(s) demandée(s) dans la structure c (c = 1, …, C structures collectives) est notée p_itc ; elle dépend :

• du nombre de places disponibles et du nombre total de places demandées localement ;
• du nombre de places demandées par la famille i ;
• des caractéristiques de la famille i au regard des règles de priorité ;
• de la distribution, dans la population locale des demandeurs, des caractéristiques au regard des règles de priorité.

23L’indicateur synthétique, noté I_tc, pour une famille i de type t, des probabilités d’obtenir une place pour chacun de ses enfants s’exprime ainsi de la façon suivante :

24

25où d_itc est la distance entre la commune de résidence de la famille i de type t et la commune d’implantation de la structure collective c et où w (d_itc) est la fonction de pondération des distances. Cette fonction sera précisée lors de l’analyse empirique sur la base d’essais de différentes fonctions alternatives.

26Pour les familles ayant un seul enfant non scolarisé (85 % de la population d’analyse), p_itc = p(enf1_tc), où enf 1 est l’enfant non scolarisé. Pour les familles avec deux enfants non scolarisés, afin de tenir compte du deuxième enfant, p_itc désigne les chances qu’une famille i de type t obtienne dans c une place pour chacun de ses enfants non scolarisés.

27

28où p (enf 1_itc) désigne les chances pour une famille i de type t d’obtenir dans c une place pour l’enfant de rang 1 et où p (enf 2_itc | enf 1)) représente les chances pour une famille i de type t d’obtenir une place dans c pour l’enfant de rang 2 sachant que l’enfant de rang 1 est déjà admis au sein de la structure c. Étant donné qu’il existe de fait une priorité d’admission pour les enfants appartenant à une même fratrie, la probabilité que la famille i de type t obtienne une place pour l’un de ses enfants n’est en effet pas indépendante de sa probabilité d’obtenir une place pour son autre enfant. Dans le cas où une structure satisferait automatiquement toutes les demandes de places d’une famille auxquelles les règles de priorité donneraient droit à une place, p (enf 2_itc | enf 1)) serait égale à 1.

29Bien que construit à partir de probabilités (les p_itc), l’indicateur ainsi défini ne peut être interprété comme une probabilité : parce que la somme pondérée des probabilités d’obtenir une place n’est divisée ni par la somme des poids, ni par le nombre de structures, l’indicateur n’est pas borné à 1 ; il admet par contre une limite inférieure en 0.

30Plus la valeur de cet indicateur sera importante, plus les chances pour une famille de voir sa demande satisfaite le seront également.

Les données

31Les données utilisées ici sont issues de la vague 2006 du panel luxembourgeois de ménages eu-silc/psell 3 (2003-). Ce panel fait partie du programme statistique de l’Union européenne qui vise à connaître les revenus et les conditions de vie des personnes et des ménages dans les différents États membres. Les données sont collectées chaque année auprès d’un échantillon représentatif de la population résidente affiliée au système de Sécurité sociale. En 2006, cet échantillon comportait 10 434 individus, appartenant à 3 836 ménages.

32La population d’analyse est composée ici des couples ayant au moins un enfant non scolarisé, soit 523 observations. Comme nous pouvions nous y attendre, compte tenu de la définition de la population d’analyse, les mères étudiées ici sont jeunes (32 ans en moyenne). La grande majorité de ces femmes (85 %) ont un seul enfant non scolarisé. À l’instar de ce qui est observé pour la population totale résidant au Luxembourg, les femmes de nationalité étrangère composent une fraction importante (les deux tiers) de notre échantillon : 18 % sont arrivées au Luxembourg avant d’avoir 18 ans ; 45 % ont immigré lorsqu’elles étaient adultes. Un tiers des femmes étudiées ici ont un niveau d’éducation qui ne dépasse pas le secondaire inférieur [8]. Pour ce qui est de leur situation sur le marché du travail, les deux tiers sont en emploi. S’agissant de leur conjoint, il est en moyenne âgé de 35 ans et il occupe un emploi dans la quasi-totalité des cas (97 %). Résultat attendu, compte tenu du lien qui existe entre les niveaux de qualification de chacun des membres d’un couple, la répartition des niveaux de qualification chez les conjoints est similaire à celle observée chez les femmes. En moyenne, les revenus du ménage hors gains liés à l’activité professionnelle de la mère sont de 5 660 € par mois [9].

33Les sources de données disponibles au Luxembourg ne permettent pas de mesurer la disponibilité locale des modes de garde collectifs de la façon définie par l’équation 1 car il nous manque l’information relative à l’offre et à la demande de places dans les structures collectives. Pour contourner cet obstacle, nous avons profité de la petite taille du pays pour mener une enquête ad hoc auprès de l’ensemble des structures collectives d’accueil de jeunes enfants. Plus précisément, la collecte de données a consisté à interroger le(la) responsable de chacune des structures d’accueil pour jeunes enfants du Luxembourg (131 structures) quant aux chances, pour une famille ayant telle et telle caractéristiques, d’obtenir une place dans leur structure – les caractéristiques prises en compte étant celles définies par les règles de priorité en vigueur dans les structures collectives. L’hypothèse est que, de par leurs fonctions, les responsables des structures d’accueil sont les mieux à même de nous fournir ces informations : ce sont en effet ces personnes qui répartissent, entre les différents demandeurs, les places disponibles dans leur établissement. Elles le font, on peut le supposer, en mettant en relation d’un côté les capacités d’accueil de leur structure et d’un autre côté le nombre de demandes qui leur ont été adressées, tout en tenant compte des règles de priorité.

34Ces données collectées auprès des responsables des structures d’accueil de jeunes enfants ont été utilisées afin de déterminer, pour chaque femme de la population d’analyse, ses chances d’obtenir une place dans une structure collective, et ce dans chacune des structures collectives enquêtées (soit la quasi-totalité des structures puisque le taux de réponse à l’enquête est supérieur à 90 %). Ces données ont été complétées par des informations sur la distance entre le lieu de résidence de chaque femme et le lieu d’implantation de chaque structure collective (informations provenant de données administratives). L’association de ces différentes informations a ainsi permis de calculer, pour chaque femme, un indicateur synthétique de disponibilité locale des modes de garde, qui tient compte non seulement du nombre de places, du nombre de demandes et du nombre de places demandées dans les structures collectives, mais également des règles de priorité et de la proximité entre les diverses structures d’accueil et le domicile des familles.

Le modèle empirique

35Pour analyser conjointement les choix d’offre de travail des mères et de modes de garde d’enfants, les travaux empiriques existant dans la littérature s’inscrivent dans deux démarches différentes : d’une part, les modèles de choix discrets, dans lesquels c’est une combinaison des choix d’offre de travail et de modes de garde qui constitue la variable dépendante, et d’autre part, les modèles bivariés, où ces deux choix sont retracés par deux variables dépendantes, modèles alors estimés conjointement. Puisque la variable dépendante des modèles de choix discrets est formée par le croisement des choix d’offre de travail et de modes de garde d’enfants, il n’est pas possible de distinguer le rôle d’une variable explicative donnée sur l’offre de travail des mères de son rôle sur le choix du mode de garde d’enfants ; c’est en revanche possible dans les modèles bivariés. C’est pour cette raison que nous avons choisi d’utiliser ce second type de modèles. Notre analyse empirique rejoint donc, sous cet angle, celle de Merkle [1993], Chiuri [2004], Wetzels [2005] ou encore Del Boca et Vuri [2007].

36Le modèle bivarié que nous utilisons ici a simultanément pour variables dépendantes la probabilité de travailler et la probabilité d’utiliser un mode de garde collectif, plutôt que tout autre mode de garde, pour chaque enfant non scolarisé de la famille. À noter que la définition de cette variable est différente de ce qui se fait habituellement dans la littérature puisque nous tenons compte de chacun des enfants non scolarisés, et non pas seulement du plus jeune. Concrètement, dans notre échantillon, 69 % des femmes ayant un seul enfant non scolarisé et 51 % de celles ayant deux enfants non scolarisés travaillent, et le recours à la garde collective concerne 29 % des femmes ayant un seul enfant non scolarisé et 22 % des femmes ayant deux enfants non scolarisés [10].

Les principaux résultats

41Les résultats du modèle probit bivarié sont présentés dans le tableau 1. Nous commentons ici uniquement les résultats relatifs à notre variable d’intérêt, la disponibilité locale des modes de garde collectifs.

Tableau 1

Résultats de l’estimation du modèle probit bivarié

Probabilité de travailler Probabilité de recourir à la garde collective Constante – 0.699 (0.5042) – 2.389 *** (0.5648) Indicateur de disponibilité locale des modes de garde collectifs 0.017 *** (0.0058) 0.030 ** (0.0067) Âge de la mère 0.019 (0.0139) 0.038 *** (0.0155) Nationalité : luxembourgeoise Réf. Réf. Réf. Réf. ayant immigré lorsqu’elle était enfant 0.144 (0.1991) 0.435* (0.2365) ayant immigré lorsqu’elle était adulte – 0.118 (0.1451) 0.460 *** (0.1689) Niveau de diplôme de la mère : supérieur Réf. Réf. Réf. Réf. secondaire – 0.033 (0.1646) – 0.390 ** (0.1782) primaire – 0.185 (0.1588) – 0.734 *** (0.1816) Revenus du ménage hors gains d’activité de la mère – 0.005 (0.0147) 0.018 (0.0150) Présence d’un deuxième enfant non scolarisé – 0.560*** (0.1661 ) – 0.260 (0.1974) Présence d’au moins un enfant scolarisé âgé de : 4-6 ans – 0.344 ** (0.1334) – 0.392** (0.1563) 7-12 ans – 0.341 ** (0.1495) – 0.039 (0.1731) 13 ans ou + – 0.530 ** (0.2635) – 0.378 (0.3032) Présence d’au moins un adulte autre que les parents – 0.236 (0.3029) Coefficient de corrélation (?) = 0.40 ***(0.0748) *** significatif au seuil de 1 %, ** significatif au seuil de 5 %, * significatif au seuil de 10 %.

Résultats de l’estimation du modèle probit bivarié

Les écart types figurent entre parenthèses.
N = 523 observations (dont quatre observations manquantes).
Champ : femmes ayant au moins un enfant non scolarisé et vivant en couple.

42La disponibilité locale des modes de garde collectifs a un effet positif, significatif, sur la probabilité de travailler et sur la probabilité de recours à la garde collective. Les résultats obtenus sont donc conformes à ceux obtenus par la majorité des auteurs qui se sont intéressés au rôle de l’offre locale de modes de garde sur l’offre de travail des mères. Pour ce qui est des effets marginaux, toutes choses égales par ailleurs, une augmentation d’une unité de l’indicateur de disponibilité locale des modes de garde collectifs, ce qui équivaut à garantir à chaque famille l’obtention d’une place pour chacun de leur enfant dans leur commune de résidence, accroît de 6 % la probabilité de travailler et de 5 % la probabilité de recourir à la garde collective.

Illustration au moyen de cas types de mères

43L’indicateur de disponibilité utilisé ici donne une mesure des chances qu’aurait une famille d’obtenir la place demandée pour son ou ses enfants non scolarisés, en tenant compte des règles de priorité et de la proximité des structures au domicile familial. Son échelle étant arbitraire, la conséquence est que, si l’on envisage une hausse de l’indicateur, l’interprétation, en termes de politique publique, de la valeur du coefficient de régression estimé est plus difficile que ne serait l’interprétation d’une hausse d’un taux local d’équipement en service collectif de garde d’enfants. Pour rendre nos résultats plus parlants, nous présentons donc nos résultats sous la forme de cas types. Ceux-ci combinent trois cas types de femmes (ce sont les lignes du tableau 2) et trois hausses différentes de la disponibilité locale des modes de garde collectifs (colonnes du tableau 2).

Tableau 2

Valeurs prédites des probabilités de travailler (P_y1) et d’utiliser la garde collective (P_y2) suite à une hausse de la disponibilité telle que les chances d’obtenir une place sont de 10/10

selon que la famille est assurée d’obtenir une place de garde collective… … dans la commune de résidence … à proximité de la commune de résidence ( < 6 km) … dans les cinq structures les plus proches du domicile familial Cas type 1 : femme née au Luxembourg Py1 Py2 Py1 Py2 Py1 Py2 1 seul enfant non scolarisé 0.71 0.30 0.74 0.33 0.77 0.35 2 enfants non scolarisés 0.50 0.22 0.53 0.24 0.57 0.26 Cas type 2 : femme ayant immigré lorsqu’elle était enfant ou adolescente Py1 Py2 Py1 Py2 Py1 Py2 1 seul enfant non scolarisé 0.66 0.47 0.45 0.37 0.61 0.26 2 enfants non scolarisés 0.32 0.22 0.36 0.24 0.39 0.26 Cas type 3 : femme ayant immigré lorsqu’elle était adulte Py1 Py2 Py1 Py2 Py1 Py2 1 seul enfant non scolarisé 0.67 0.48 0.70 0.50 0.73 0.52 2 enfants non scolarisés 0.45 0.36 0.48 0.39 0.52 0.42

Valeurs prédites des probabilités de travailler (P_y1) et d’utiliser la garde collective (P_y2) suite à une hausse de la disponibilité telle que les chances d’obtenir une place sont de 10/10

44Les trois cas types de femmes choisis ont en commun le fait que la mère est âgée de 32 ans (âge moyen) et qu’il n’y a dans le ménage ni enfants scolarisés, ni autre adulte que le conjoint. Ils se différencient selon que la mère est luxembourgeoise, étrangère ayant immigré lorsqu’elle était jeune ou étrangère ayant immigré lorsqu’elle était adulte. Pour rendre ces cas types réalistes, nous avons choisi, pour chacun d’entre eux, des valeurs différentes pour les variables de diplôme et de revenus : il s’agit des valeurs moyennes observées pour les femmes du groupe en question. Les trois cas types de femmes sont les suivants :

• cas type n° 1 : femme luxembourgeoise, avec un niveau de diplôme supérieur et un revenu du ménage hors gains d’activité professionnelle de 6 520 €/mois ;
• cas type n° 2 : femme ayant immigré lorsqu’elle était enfant ou adolescente, avec un niveau de diplôme intermédiaire et un revenu du ménage hors gains d’activité professionnelle de 3 900 €/mois ;
• cas type n° 3 : femme ayant immigré lorsqu’elle était adulte, avec un niveau de diplôme supérieur et un revenu du ménage hors gains d’activité professionnelle de 4 750 €/mois.

Ces cas types se dédoublent du fait qu’on suppose d’abord qu’il n’y a qu’un seul enfant non scolarisé, puis qu’il y en a deux.

45Quant aux trois cas de hausses de la disponibilité locale des modes de garde collectifs, ils sont les suivants. En premier lieu, en référence à certains pays d’Europe du Nord où les communes sont tenues de fournir une solution de garde à chaque parent qui en fait la demande, la hausse que nous envisageons est telle que toutes les familles seraient assurées d’obtenir la place demandée pour leur enfant dans un des établissements de leur commune de résidence, ce qui ferait que les capacités d’accueil augmentent de sorte que les familles aient dix chances sur dix de voir leur demande satisfaire. Or, actuellement au Luxembourg, compte tenu des capacités d’accueil existantes, les familles ont en moyenne six chances sur dix d’obtenir la place demandée pour leur enfant dans l’une des structures de leur commune de résidence. Nous envisageons ensuite le cas où les familles sont assurées de voir leur demande satisfaite non plus nécessairement dans les structures de leur commune de résidence mais également dans celles situées à proximité de leur domicile (soit une hausse de 15 % de l’indicateur) [13]. Dernier scénario envisagé : les capacités d’accueil des structures collectives augmentent de sorte que les familles aient dix chances sur dix d’obtenir une place pour leur enfant dans les cinq structures les plus proches de leur domicile (au lieu des trois chances sur dix observées en moyenne).

46Ces différents cas types soulignent que les effets d’une hausse de la disponibilité locale des modes de garde collectifs sont non négligeables. La conformité à l’objectif européen pour le Luxembourg (60 % des femmes qui travaillent) serait atteinte dans presque tous les cas pour les familles ayant un seul enfant non scolarisé selon nos calculs, mais dans aucun cas pour les familles ayant deux enfants non scolarisés.

Variantes de l’indicateur de disponibilité locale des modes de garde collectifs

47Afin de déterminer si les résultats obtenus sont robustes à des spécifications différentes de l’indicateur de disponibilité locale des modes de garde collectifs, nous avons utilisé huit définitions alternatives de cette variable pour estimer le modèle bivarié de participation au marché du travail et de recours à la garde collective. Ces huit variantes ont été construites en combinant deux restrictions quant aux structures collectives concernées et quatre fonctions de pondération.

48La première restriction a consisté à limiter les structures collectives à celles situées dans la commune de résidence des familles. La seconde manière de restreindre les structures prises en compte a été de ne considérer que les structures situées à une certaine distance seuil : les seuils retenus sont les distances médiane et moyenne observées entre le domicile familial et le lieu de garde effectif des enfants, soit respectivement 6 km et 8 km.

49Quant aux fonctions de pondération des distances entre les structures d’accueil collectif et le domicile familial, nous avons utilisé quatre types de relations différentes, à savoir :

50• (i) et (ii) Les familles préfèrent confier leurs enfants à une structure implantée dans leur commune de résidence sans pour autant exclure d’utiliser une structure implantée dans une autre commune :

51(i) l’intérêt que les familles accordent aux structures situées en dehors de leur commune de résidence décroît de façon continue avec la distance d_tc. La fonction de pondération des distances que nous avons choisie pour rendre compte de cela est de la forme : w (d_tc) = ?^? / (? + d_tc)^?, avec ?, ? > 0

52(ii) il existe une distance seuil au-delà de laquelle les familles n’envisagent pas de faire garder leurs enfants. La fonction de pondération des distances choisie est de la forme :

53

54avec ?, ?, > 0

55• (iii) et (iv) Les familles ne font pas la différence entre les structures collectives situées à moins de distance seuil :

56(iii) l’intérêt accordé par les familles aux structures localisées au-delà de cette distance seuil décroît de façon continue avec la distance d_tc entre leur commune de résidence et les communes d’implantation des structures en question. La fonction de pondération des distances associée est de la forme :

57

58avec ?, ?, > 0

59(iv) les familles n’envisagent pas de confier leurs enfants à une structure située au-delà de cette distance seuil. La fonction de pondération des distances choisie est de la forme :

60

61avec ?, ?, > 0.

62Nous avons alors estimé le modèle en utilisant successivement les huit indicateurs de disponibilité alternatifs. Les résultats obtenus montrent que le signe du coefficient de régression de l’indicateur est toujours positif ; l’effet de l’indicateur sur la participation des mères au marché du travail et sur le recours à la garde collective reste significatif au seuil de 5 %, sauf dans trois cas, où l’indicateur est calculé avec une fonction de pondération commune du type (iii) où = 8, ? = 18 et respectivement ? = 5 ; 7,5 et 10.

63Enfin, notons que, parce que par définition la disponibilité locale des modes de garde collectif est identique pour les femmes qui partagent les mêmes caractéristiques en termes de règles de priorité et qui vivent dans la même commune de résidence, l’hypothèse d’indépendance des observations peut être remise en cause ici. Si l’on compare nos résultats à ceux d’un modèle multiniveaux [14], tenant compte, lui, de la non-indépendance des observations et estimé sur les mêmes données, on constate que les coefficients de régression de notre variable d’intérêt, la disponibilité locale, dans chacune des équations (travail, garde) sont très voisins : 0.017 avec un seul niveau contre 0.018 à deux niveaux pour la participation au marché du travail, et 0.014 avec un seul niveau contre 0.015 à deux niveaux pour le recours à la garde collective. Quant aux écarts types de ces coefficients, ils ne sont que très légèrement gonflés (c’est l’effet attendu de la prise en compte de la dépendance des observations) lorsqu’on prend en compte, à travers le modèle multiniveaux, la non-indépendance des observations : 0.0059 avec un seul niveau contre 0.0062 à deux niveaux pour la participation au marché du travail, et 0.0067 avec un seul niveau contre 0.0072 à deux niveaux pour la garde. Il en résulte des degrés de significativité très proches : p = 0,32 % avec un seul niveau, contre 0,40 % pour la participation au marché du travail, et p = 3,56 % à un niveau contre 4,51 % à deux niveaux pour la garde ; donc conformément à ce à quoi on pouvait s’attendre, la précision des estimations est moindre lorsqu’on prend en compte la non-indépendance des observations, mais la différence est ici minime [15]. En tout cas, les conclusions, quant à la nette significativité de l’effet de la disponibilité de la garde, ne sont pas altérées.

Conclusion

64L’objet de cet article était d’étudier le rôle de l’offre locale des modes de garde collectifs sur la participation des mères au marché du travail. Le cadre d’analyse utilisé est celui d’un modèle standard d’offre de travail individuelle adapté au cas des mères de jeunes enfants, suivant en cela la littérature spécialisée. L’originalité de notre travail tient à ce que nous avons emprunté, en les adaptant à notre propos, les outils du modèle de rationnement discret avec règles de priorité (Moulin [2001]) pour définir le rationnement en modes de garde collectifs. Cette application nous a permis d’identifier les différents éléments de définition de ce rationnement, de définir un indicateur original et de le mesurer pour le cas luxembourgeois.

65Les principales contributions de ce travail sont les suivantes. En premier lieu, contrairement aux autres auteurs, qui ont en commun d’utiliser un taux local d’équipement en services collectifs de garde d’enfants, notre indicateur intègre non seulement le nombre de places disponibles au regard de la demande, mais également les règles de priorité existantes dans les structures collectives et la proximité de celles-ci au domicile familial. En second lieu, nous supposons que tous les enfants non scolarisés ont besoin d’être gardés, et pas seulement le plus jeune comme c’est le cas dans la littérature spécialisée. Enfin, nous donnons une mesure de l’ampleur des effets, sur la probabilité de travailler et la probabilité de recours à la garde collective, de la disponibilité locale des modes de garde collectifs, ce qui est très rarement fait dans la littérature.

66Nos résultats montrent que la disponibilité locale des modes de garde collectifs a un effet positif à la fois sur la probabilité de travailler et sur la probabilité de recours à la garde collective. L’utilisation de cas types de mères montre que l’ampleur de cet effet peut être importante.

67Cette analyse est soumise à des limites dont le dépassement pourrait constituer des pistes pour des travaux futurs. L’obtention de données concernant le prix des modes de garde et la disponibilité des modes de garde non collectifs permettrait d’enrichir le modèle. L’intégration des lieux de travail du père et de la mère pourrait améliorer le réalisme de notre indicateur de disponibilité locale des modes de garde collectifs. Enfin, on pourrait affiner les deux variables dépendantes en distinguant trois niveaux, ordonnés, d’offre de travail (non-emploi, emploi à temps partiel, emploi à temps complet), voire quatre si nous distinguons deux types de temps partiel (par exemple, un temps partiel supérieur à un mi-temps ou un temps partiel équivalent à un mi-temps ou moins) et trois modes de garde, non ordonnés (garde collective pour tous les enfants non scolarisés, garde par une nourrice, garde informelle).