Quelles ressources ?

8Le ménage est défini comme un ensemble de personnes qui, vivant dans le même logement, mettent en commun leurs ressources et mutualisent leurs dépenses. Les personnes à charge sont celles qui contribuent peu ou pas aux ressources du ménage, mais pour lesquelles les dépenses de logement, de nourriture, d’habillement, d’éducation sont prises en charge par celui-ci. Les enfants sont considérés comme à la charge de leurs parents. Cette définition pose problème dès lors que l’enfant ne vit plus avec ses deux parents, car au-delà de la pension versée, des coûts restent à la charge du parent, y compris lorsqu’il ne dispose pas de la garde de l’enfant. Cela soulève également la question de la charge des jeunes adultes encore dépendant financièrement de leurs parents.

9Les femmes inactives dans le couple sont considérées comme à la charge de leur conjoint alors même qu’elles contribuent, surtout en présence de jeunes enfants, aux ressources du ménage à travers le travail domestique et familial qu’elles réalisent. Ne pas prendre en compte la valeur du travail domestique supplémentaire réalisé dans les couples mono-actifs peut conduire à sous-estimer leur niveau de vie relativement aux couples bi-actifs. Des travaux récents indiquent qu’en moyenne le surcroît de travail domestique affecte le niveau de vie des couples mono-actifs : les couples mono-actifs réalisent, toutes choses égales par ailleurs, une heure supplémentaire de travail domestique par jour par rapport à un couple bi-actif à temps plein, ce qui correspond à environ 2 700 euros par an pour une valorisation au SMIC horaire brut (Allègre et al. [2014]).

10Enfin, les échelles d’équivalence s’appliquent au revenu disponible des ménages. Celui-ci comprend les différents revenus du ménage (revenus d’activité, revenus du patrimoine, transferts privés entre ménages et prestations sociales) desquels sont soustraits les impôts (impôts sur le revenu, taxe d’habitation, CSG, etc.) [3]. Elles s’inscrivent dans un cadre institutionnel particulier et à situation économique donnée. La socialisation plus ou moins importante de certaines dépenses (les dépenses d’éducation, de santé, la garde des jeunes enfants, le logement, les retraites…) s’avère déterminante sur la valeur des coefficients de l’échelle d’équivalence. Ainsi, les estimations ne sont pas transposables, a priori, d’un pays à un autre ou d’une période à une autre.

Quels types de dépenses ?

11Certains biens peuvent être considérés comme des biens collectifs au sein du ménage [4]. En conséquence, l’arrivée de nouveaux membres dans le ménage n’entraîne pas de nouvelles dépenses de consommation de ce bien. Sa consommation est source d’économies d’échelle. Le chauffage peut être qualifié de bien collectif. À l’opposé, la consommation de biens individuels, caractérisée par l’exclusion d’usage et la rivalité (par exemple les aliments), est proportionnelle à la taille du ménage. Entre ces deux catégories de biens se trouvent des biens mixtes dont la consommation peut être non rivale mais caractérisée par l’exclusion d’usage (le loisir par exemple) et d’autres pour lesquels la consommation est rivale mais l’usage est non exclusif (comme une baignoire). La plupart des biens occupent une position intermédiaire. Le vêtement peut être considéré comme un bien individuel, mais il peut se rapprocher d’un bien collectif lorsque les vêtements s’échangent entre les membres du ménage (notamment au sein de la fratrie). Il existe d’autres formes d’économies d’échelle lorsqu’un ménage de grande taille bénéficie de tarifs plus avantageux grâce à des achats en quantité importante ou de tarifs sociaux (carte famille nombreuse par exemple). Des économies peuvent également être dégagées concernant le travail domestique dans la mesure où un ménage de grande taille dispose potentiellement de davantage de temps libre : le temps consacré aux tâches domestiques (ménage, cuisine…) ne croît pas proportionnellement avec la taille de celui-ci. Gardes, Sayadi et Starzec [2013] montrent que les économies d’échelle réalisées dans un ménage en termes de travail domestique sont plus importantes que celles associées aux dépenses monétaires. À partir de données anglaises, Couprie et Ferrant [2015] ont montré que deux personnes vivant seules séparément ont besoin de 2 h 15 supplémentaires par jour pour atteindre le même niveau d’utilité qu’elles auraient eu si elles vivaient en couple. L’ampleur de ce type d’économies d’échelle dépend de la configuration du ménage, en particulier elles sont potentiellement moindres dans le cas d’un foyer monoparental que dans celui d’un couple. Dans certains cas, la charge d’une personne dépendante (nourrisson, enfant non scolarisé, personne âgée) intensifie les charges domestiques, ce qui engendre alors des déséconomies d’échelle : la naissance d’un enfant accroît la charge de travail domestique, et ce surcroît de travail repose sur les femmes, ce qui accentue le déséquilibre dans le partage des tâches domestiques et familiales (Pailhé et Solaz [2010] ; Régnier-Loilier et Hiron [2010]). Les échelles d’équivalence ne prennent pas en compte les coûts indirects liés à un moindre investissement dans la vie professionnelle et/ou au retrait partiel ou total de l’activité professionnelle de l’un des parents (Thévenon [2009]). Or ces coûts de renoncement à la carrière sont importants et sont supportés essentiellement par les femmes, ce qui pèse sur l’égalité des sexes (Meurs, Paihlé et Ponthieux [2010]).

Les différentes échelles d’équivalence

12Une échelle d’équivalence permet de se ramener à un « équivalent adulte » pour comparer le niveau de vie des ménages. Ainsi, une échelle m(N) suppose qu’un ménage composé de N personnes et disposant d’un revenu R ait le même niveau de vie qu’une personne seule dont le revenu est R / m(N). L’échelle d’équivalence notée ici m(N) est plus faible que N (pour N supérieur à 1), ce qui permet de saisir les économies d’échelle réalisées au sein d’un ménage. Trois échelles d’équivalence sont couramment utilisées dans la littérature économique et institutionnelle. Elles donnent un poids plus ou moins important aux économies d’échelle réalisées au sein du ménage (tableau 1).

Tableau 1

Échelles d’équivalence couramment utilisées

Échelle d’Oxford Échelle de l’OCDE modifiée Échelle en racine de N Échelle de la Cnaf Âge des enfants – de 14 ans + de 14 ans – de 14 ans + de 14 ans - – de 14 ans + de 14 ans Personne seule 1 1 1 1 1 Couple sans enfant 1,7 1,5 1,41 1,5 Couple + 1 enfant 2,2 2,4 1,8 2,0 1,73 1,8 2,0 Couple + 2 enfants 2,7 3,1 2,1 2,5 2 2,1 2,5 Foyers monoparentaux Adulte + 1 enfant 1,5 1,7 1,3 1,5 1,41 1,5 1,7 Adulte + 2 enfants 2,0 2,4 1,6 2,0 1,73 1,8 2,2

Échelles d’équivalence couramment utilisées

Lecture : Selon l’échelle d’équivalence d’Oxford, un couple représente 1,7 unité « équivalent adulte » contre 1,5 pour l’échelle de l’OCDE contre 1,41 pour l’échelle en racine de N et contre 1,5 pour l’échelle de la Cnaf.

13L’échelle dite « d’Oxford » s’est imposée dans la littérature à partir des années 1950 (Hourriez et Olier [1997]). En 1982, un rapport de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE) en préconise l’utilisation, ce qui explique son autre appellation : « échelle de l’OCDE ». Avec cette échelle, le premier adulte d’un ménage se voit attribuer 1 unité de consommation, chaque adulte additionnel 0,7 unité et chaque enfant (personne de moins de 14 ans) 0,5 unité. La somme de ces unités donne le nombre d’équivalents-adultes dans le ménage. Au début des années 1990, l’OCDE opte pour une nouvelle échelle de référence qui attribue à chaque ménage un nombre d’équivalents-adultes égal à la racine carrée du nombre d’individus vivant dans ce ménage. Le calcul de l’échelle en « racine de N » (où N est le nombre de personnes du ménage) ne nécessite pas de connaître l’âge des personnes, ce qui en facilite l’utilisation. De son côté, Eurostat a progressivement remplacé au cours des années 1990 l’échelle d’Oxford par une autre échelle, dite « échelle de l’OCDE modifiée » (bien que l’OCDE l’utilise peu) qui émerge alors dans la littérature (Hagenaars, De Vos et Zaidi [1994]). Cette échelle considère que les économies d’échelle réalisées dans le ménage sont plus importantes que ne le suppose l’échelle d’Oxford, et attribue un poids plus faible aux individus additionnels : 0,5 pour les autres adultes (plutôt que 0,7) et 0,3 pour les enfants de moins de 14 ans (plutôt que 0,5) (tableau 1). Depuis les années 2000, la Caisse nationale des allocations familiales (Cnaf) utilise une autre échelle d’équivalence, dite « échelle de la Cnaf » qui ajoute à l’échelle de l’OCDE modifiée 0,2 unité de consommation pour les foyers monoparentaux (quel que soit le nombre d’enfants à charge). Cette échelle est peu utilisée dans la littérature et sa portée se limite au cadre institutionnel français.

14Ces échelles d’équivalence sont principalement utilisées pour le calcul de statistiques relatives aux niveaux de vie des ménages. Le seuil de pauvreté est fixé à 60 % du niveau de vie médian. Les ménages dont le niveau de vie est situé en dessous de ce seuil sont considérés comme pauvres. La proportion d’individus concernés donne le taux de pauvreté [5]. L’utilisation de l’une ou l’autre des échelles a peu de conséquences sur le niveau de la pauvreté ou la mesure des inégalités. En revanche, la composition de la population pauvre est sensible au choix de l’échelle utilisée. Le choix de l’échelle d’Oxford plutôt que celle de l’OCDE modifiée (qui est celle utilisée aujourd’hui par la statistique publique française) a pour conséquence d’accroître fortement la proportion des familles nombreuses parmi les ménages pauvres (Accardo [2007]). En outre, à l’exception de l’échelle de la Cnaf, aucune de ces échelles n’attribue de traitement spécifique aux foyers monoparentaux. Seul le nombre de personnes composant le ménage, et éventuellement leur âge, est pris en compte, et non leurs liens familiaux. Un couple se voit donc attribuer le même coefficient qu’un foyer monoparental avec un enfant de plus de 14 ans à charge. Or les économies d’échelle sont potentiellement moindres dans le cas du foyer monoparental (voir la note du Haut Conseil de la famille [2015]).

Les données

15Les échelles d’équivalence sont estimées à partir des données des enquêtes Budget de famille de l’Insee de 2000-2001, 2005-2006 et 2010-2011 (encadré 1) [6]. Ces enquêtes détaillent à la fois les revenus et les dépenses par postes de consommation pour un échantillon de ménages résidant en France métropolitaine [7]. Des variables sociodémographiques sur la composition du ménage et sur le ressenti de celui-ci face à sa situation financière y figurent également.

L’approche retenue pour l’estimation d’une échelle d’équivalence

16Les échelles d’équivalence peuvent être estimées par deux approches différentes. L’approche fondée sur la structure de consommation du ménage, approche dite « objective », s’appuie sur les consommations du ménage et l’élasticité des différentes dépenses (par poste de consommation) à la taille du ménage, en mobilisant des modèles microéconomiques plus ou moins complexes (Engel [1857] ; Rothbarth [1943] ; Prais et Houthakker [1955] ; ou encore Barten [1964]). Ces modèles requièrent une hypothèse identifiante qui n’est pas vérifiable à partir de données d’enquête (Blundell et Lewbel [1991] ; Bourguignon [1993]), et qui revient à postuler une mesure du niveau de vie du ménage. Pour ce faire, deux hypothèses ont été proposées dans la littérature : la première est celle d’Engel [1857] selon laquelle le niveau de vie d’un ménage dépend de la part de ses dépenses qu’il consacre à l’alimentation : plus celle-ci est importante, plus son niveau de vie est faible. Le coefficient budgétaire associé à l’alimentation détermine le niveau de vie du ménage. Si cette hypothèse était crédible au xix^e siècle quand l’alimentation représentait jusqu’à 80 % du budget des ménages, elle l’est beaucoup moins aujourd’hui dans un contexte où la structure de la consommation s’est diversifiée. La seconde est l’hypothèse de Rothbarth [1943] selon laquelle les dépenses en biens consommés exclusivement par les adultes pourraient être utilisées comme mesure du niveau de vie d’un ménage. Plus un ménage dépense (en valeur absolue) pour l’achat de biens destinés aux adultes, plus il dispose d’un niveau de vie élevé. Cette hypothèse fait craindre une forme d’ethnocentrisme dans la mesure où l’observateur impose une vision en matière de mode de vie et, de fait, évacue la question des préférences sous-jacentes aux comportements de consommation (Fleurbaey et al. [1997] ; Bourguignon [1993]). Elle se heurte au fait que les préférences des agents sont susceptibles de varier avec la composition familiale du ménage auquel ils appartiennent. Par exemple, les consommations de loisir d’un couple peuvent changer en présence d’enfants (moins de sorties) sans pour autant que cela soit dû à une baisse de son niveau de vie.

17L’autre approche dite « subjective » a été proposée par Kapteyn et Van Praag [1976]. Contrairement à l’approche objective, elle ne requiert pas de définir le niveau de vie de manière arbitraire. En effet, le niveau de vie attribué à chaque ménage s’appuie sur l’opinion ou le ressenti en termes de niveau de vie déclaré dans les enquêtes. De manière générale, cette approche a été moins utilisée par les économistes, souvent enclins à accorder davantage de crédit à ce que font les individus qu’à ce qu’ils déclarent (Accardo [2007]). Néanmoins, plusieurs auteurs ont mobilisé une approche subjective à partir de questions qui interrogent directement les ménages sur le revenu qu’ils considèrent comme minimum, moyen ou confortable pour un ménage tel que le leur ou sur le ressenti de l’individu interrogé quant au niveau de vie du ménage auquel il appartient (Flik et Van Praag [1991]). Cette dernière approche est qualifiée d’approche « par le niveau de vie ressenti ».

18En France, plusieurs travaux ont mis en perspective les approches subjective et objective à l’instar des travaux de Bloch et Glaude [1983], Glaude et Moutardier [1991] et Hourriez et Olier [1997]. De façon générale, aucun consensus n’émerge dans la littérature permettant de trancher pour l’une ou l’autre de ces approches (Favrat, Marc et Pucci [2015]). Dans cette contribution, l’approche subjective par l’opinion des personnes interrogées sur le revenu minimum pour que leur ménage puisse subvenir à ses besoins n’est pas retenue en raison des difficultés d’interprétation que pose la variable sous-jacente dans l’enquête Budget de famille (Martin [2017]). L’approche subjective par le niveau de vie ressenti est mobilisée dans un premier temps pour l’estimation d’une échelle d’équivalence. Puis, s’agissant des parents seuls non hébergeant, elle est complétée par une approche par les dépenses de consommation.

19L’approche par les niveaux de vie ressentis s’appuie sur les variables AISE et NIVEAU construites à partir des réponses à deux questions portant sur le niveau de vie ressenti par la personne interrogée dans les enquêtes Budget de famille (encadré 2). Cette approche soulève plusieurs problèmes liés au ressenti des individus. Le phénomène d’adaptation des préférences implique que des personnes peuvent surévaluer leurs conditions de vie : l’habitude d’un mode vie peut les conduire à réduire leurs aspirations pour in fine ne plus percevoir des privations réelles (Sen [1987]). Cela peut à l’inverse conduire à une surestimation des difficultés ressenties, si le mode de vie désiré n’est pas conforme aux ressources du ménage et que ce décalage conduit à un budget déséquilibré. De même, ces déclarations peuvent être influencées par une incapacité physique à consommer, liée par exemple à un handicap ou à la vieillesse, ce qui peut conduire à une révision à la baisse des aspirations et, de fait, à un niveau de vie ressenti surestimé (Fleurbaey et al. [1997]). Enfin, les déclarations des individus interrogés sont sensibles au contexte économique, à des changements de situation individuelle (divorce, rupture, licenciement, accident de la vie…) et, plus généralement, à leur perception du futur. En définitive, avec l’approche par les niveaux de vie ressentis, si le statisticien ne pose pas lui-même directement une définition du niveau de vie (comme c’est le cas avec les approches objectives), il le fait indirectement par la formulation des questions et des modalités de réponse (Martin [2017]).

Comment tenir compte des besoins spécifiques des enfants ?

20La méthode retenue pour estimer une échelle d’équivalence repose sur l’estimation en amont du coût d’un enfant relativement à un adulte (Hourriez et Olier [1997]). Les besoins associés à chaque membre composant le ménage dépendent notamment de leur âge, en particulier les dépenses liées à la charge d’un enfant. Les dépenses de loisirs ou les dépenses scolaires ou parascolaires sont d’autant plus importantes que l’enfant est âgé. A contrario, la présence d’un jeune enfant non scolarisé implique des dépenses d’équipement spécifiques (poussette, etc.) mais aussi, le plus souvent, des dépenses relatives à l’accueil du jeune enfant. Les échelles d’équivalence couramment utilisées considèrent qu’un enfant engendre autant de dépenses qu’un adulte à partir de l’âge de 14 ans (tableau 1). Ce seuil est fixé de façon conventionnelle et ne repose pas sur un résultat statistique significatif. Le seuil de 18 ans qui correspond souvent à l’entrée de l’enfant dans l’enseignement supérieur aurait été tout aussi pertinent (Martin [2017]). Pour garantir la comparaison des résultats avec les travaux passés, le seuil de 14 ans a été néanmoins retenu dans les estimations.

21La taille ajustée du ménage s’écrit :

22

23où N_{moins de 14 ans} désigne le nombre d’enfants âgés de moins de 14 ans, N_{plus de 14 ans} le nombre de membres du ménage âgés de 14 ans ou plus, et μ un paramètre compris entre 0 et 1 qui permet de ramener les enfants de moins de 14 ans à un équivalent adulte. Pour estimer le paramètre μ le modèle logistique ordonné suivant est estimé (Hourriez et Olier [1997]) :

24

25où U(R,N) désigne le niveau de vie du ménage comme une fonction à la fois de son revenu disponible R, du nombre d’adultes (ou d’enfant de plus de 14 ans) N_{plus de 14 ans} et d’enfants de moins de 14 ans N_{moins de 14 ans} à la charge du ménage. Les variables de contrôle introduites pour tenir compte de l’hétérogénéité observée des ménages sont précisées en annexe (annexe I). Le niveau de vie U(R,N) est assimilé à la variable latente issue du modèle logistique ordonné estimé à partir des variables AISE ou NIVEAU. Le paramètre β saisit l’impact sur le niveau de vie de la charge liée aux adultes et enfants de plus de 14 ans, tandis que le paramètre γ saisit l’impact sur le niveau de vie lié à la charge d’enfants de moins de 14 ans.

26Le paramètre μ, qui saisit le coût relatif de l’enfant de moins de 14 ans, est donné par :

27

28Hourriez et Olier [1997] retiennent une valeur de 0,55 pour le paramètre μ. Le tableau 2 fournit les estimations de μ obtenues à partir des éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête. Les estimations du paramètre μ sont sensiblement plus élevées que 0,55. Le niveau de vie ressenti est donc plus fortement affecté par la présence d’un enfant de moins de 14 ans : les valeurs estimées de μ varient selon l’édition de l’enquête considérée et l’indicateur de niveau de vie à partir duquel l’estimation est menée. Pour l’édition 2011, l’estimation à partir de la variable AISE conduit à une valeur de μ de 0,90, contre 0,60 pour l’estimation avec la variable NIVEAU. La période de référence de l’enquête correspond à une période de crise économique et de montée du chômage qui peut expliquer un sentiment de plus grande précarité, particulièrement en ce qui concerne la charge d’enfant. La question sous-jacente à AISE porte sur des considérations de gestion du budget, la réponse est donc potentiellement plus sensible à la conjoncture économique. La valeur retenue pour μ est 0,70, soit la moyenne entre les six estimations menées sur les trois éditions de l’enquête à partir des deux indicateurs de niveau de vie AISE et NIVEAU. L’échelle d’équivalence estimée par la suite est peu sensible à la valeur retenue pour μ (Martin [2017]).

29La taille du ménage ajustée de la présence d’enfants de moins de 14 ans s’écrit :

30

31où N_{plus de 14 ans} et N_{moins de 14 ans} désignent respectivement le nombre de personnes de 14 ans ou plus et le nombre d’enfants de moins de 14 ans du ménage.

32Appliquer la même valeur de μ aux enfants de moins de 14 ans quel que soit le type de ménage revient à considérer que le poids relatif des enfants ne change pas avec la configuration familiale. Or il est possible que la présence d’un enfant plus âgé permette de réduire des coûts issus de la présence d’un enfant plus jeune dans certaines configurations familiales et moins dans d’autres [10], mais le seuil d’âge de 14 ans limite la portée de cette remarque. Au-delà de leur âge, d’autres caractéristiques des enfants ont une influence sur le niveau de vie des familles. Le rang de l’enfant peut avoir un effet sur le poids des économies d’échelle (seule l’échelle d’équivalence en racine de N implique un renforcement des économies d’échelle d’autant plus important que le rang de l’enfant est élevé). Les travaux empiriques ne permettent pas de conclure sur ce point (Glaude et Moutardier [1991] ; Hourriez et Olier [1997]). De même, la non-mixité des fratries peut peser sur l’ampleur des économies d’échelle. En effet, cela implique plus souvent le choix d’une chambre par enfant (Haut Conseil de la famille [2015]) et limite les économies d’échelle dans l’achat des vêtements du fait des normes de genre qui caractérisent nos sociétés. Seul l’âge de l’enfant est pris en compte dans l’analyse.

L’approche subjective par le niveau de vie ressenti

40L’approche par le niveau de vie ressenti repose sur la modélisation d’un indicateur U de niveau de vie du ménage, fonction croissante de son revenu disponible R (toutes choses égales par ailleurs, le niveau de vie d’un ménage croît avec son revenu) et décroissante en sa taille ajustée N (toutes choses égales par ailleurs, le niveau de vie du ménage décroît avec sa taille). U, le niveau de vie du ménage, est assimilé à la variable latente d’un modèle logistique ordonné estimé sur les variables AISE et NIVEAU [12]. Des variables sociodémographiques sont introduites afin de contrôler au mieux l’hétérogénéité observée des ménages (annexe I). L’indicateur de niveau de vie s’écrit :

41

42où R désigne le revenu disponible du ménage et N la taille ajustée du ménage (définie plus haut). La spécification en N et log(N) permet une plus grande souplesse de la forme fonctionnelle (Hourriez et Olier [1997]).

43Il s’agit de quantifier le surplus de revenu nécessaire à un ménage pour maintenir son niveau de vie ressenti lorsqu’un individu supplémentaire est à sa charge. Autrement dit, par quel facteur m(N) faut-il multiplier le revenu disponible R d’une personne seule pour qu’elle conserve le même niveau de vie ressenti lorsqu’elle a N – 1 individus supplémentaires à charge (conjoint ou enfant) ? Algébriquement, cela revient à résoudre l’équation suivante :

44

45Des facteurs multiplicatifs, ou encore échelles d’équivalence, sont obtenus sous la forme suivante :

46

47Cette modélisation est celle utilisée par Hourriez et Olier [1997]. Elle consiste à affecter à deux ménages de même taille ajustée N le même coefficient. Elle ne prend pas en compte les situations particulières dans lesquelles se trouvent certains ménages : le même nombre d’unités de consommation est attribué à un couple et à un parent isolé vivant avec un enfant âgé de plus de 14 ans. Si l’enfant unique est âgé de moins de 14 ans, alors le foyer monoparental se voit attribuer un nombre d’unité de consommation plus faible qu’un couple alors que les économies d’échelle sont probablement moins importantes dans cette configuration familiale que pour un couple. De même, cette approche revient à attribuer une unité de consommation à un parent seul non hébergeant, tout comme à une personne seule sans enfant à charge (y compris vivant hors de son logement). Pourtant le parent seul non hébergeant supporte des dépenses propres à sa situation familiale. Pour tenir compte de ces spécificités, une indicatrice pour les foyers monoparentaux (Ind_fmp) et une pour les parents seuls non hébergeant (Ind_{CelibNonHeber}) sont introduites. Il s’agit de tester dans quelle mesure le niveau de vie ressenti de la personne de référence est, toutes choses égales par ailleurs, plus faible dans ces situations. Cela conduit à estimer une échelle d’équivalence qui tienne compte de configurations familiales de plus en plus fréquentes du fait des ruptures conjugales. Cette spécification suppose que pour les foyers monoparentaux la perte d’économie d’échelle relativement au couple ne concerne que le premier enfant. Pour les parents seuls non hébergeant, la taille de l’échantillon conduit à renoncer à prendre en compte le nombre d’enfants vivant dans le foyer de l’ex-conjoint.

48Le modèle s’écrit :

49

50La résolution du modèle (la situation de référence est celle d’une personne vivant seule et n’ayant pas d’enfant à charge vivant chez un ex-conjoint) conduit à :

51

52Pour les couples, l’échelle d’équivalence est donnée par :

53

54Pour les foyers monoparentaux, l’échelle d’équivalence est donnée par :

55

56Pour les parents seuls non hébergeant, l’échelle d’équivalence est donnée par :

57

58Les personnes âgées appréciant leur niveau de vie de manière spécifique relativement au reste de la population (Hourriez et Olier [1997] ; Martin [2015]), les estimations sont conduites sur les ménages dont la personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans.

59Les résultats obtenus pour cette nouvelle spécification sont détaillés dans le tableau 5. Pour les trois éditions de l’enquête (tableaux A1 et A2 en annexe pour les éditions 2001 et 2006), le paramètre δ est négatif et significatif au seuil de 5 % : toutes choses égales par ailleurs (en particulier à revenu disponible et nombre d’enfants à charge égaux), les foyers monoparentaux ressentent un niveau de vie plus faible que les couples. Le paramètre α associé au revenu disponible est significatif et de signe attendu : le niveau de vie ressenti, mesuré avec les variables NIVEAU ou AISE, croît avec le revenu. En revanche, le paramètre θ associé à l’indicatrice relative au fait d’être ou non un parent seul non hébergeant n’est pas significativement différent de 0 quelle que soit la variable dépendante. Le recours à un modèle logistique pour estimer l’écart de niveau de vie ressenti entre personnes seules sans enfant à charge et parents seuls non hébergeant ne permet pas de conclure, la taille de l’échantillon des parents seuls non hébergeant étant trop faible. Une autre méthode est proposée dans la section suivante pour estimer la baisse de niveau de vie que supporte un parent seul non hébergeant relativement à une personne seule sans enfant à charge.

Tableau 5

Estimation d’une échelle d’équivalence subjective tenant compte de différentes configurations familiales (enquête Budget de famille 2011)

UC NIVEAU AISE Personne seule 1 1 Âge des enfants – de 14 ans + de 14 ans – de 14 ans + de 14 ans Adulte + 1 enfant 1,70 [1,43, 1,97] 1,82 [1,52, 2,12] 2,21 [1,87, 2,56] 2,49 [2,08, 2,90] Adulte + 2 enfants 1,99 [1,65, 2,33] 2,27 [1,86, 2,68] 2,88 [2,39, 3,38] 3,56 [2,90, 4,22] Adulte + 3 enfants 2,32 [1,90, 2,74] 2,82 [2,25, 3,39] 3,68 [2,99, 4,37] 4,96 [3,90, 6,01] Couple sans enfant 1,26 [1,13, 1,38] 1,52 [1,39, 1,66] Couple + 1 enfant 1,47 [1,30, 1,63] 1,57 [1,39, 1,74] 1,97 [1,77, 2,16] 2,18 [1,95, 2,41] Couple + 2 enfants 1,71 [1,51, 1,90] 1,95 [1,71, 2,18] 2,49 [2,23, 2,76] 3,04 [2,67, 3,40] Couple + 3 enfants 1,99 [1,74, 2,24] 2,41 [2,03, 2,80] 3,14 [2,75, 3,53] 4,17 [3,48, 4,86] Célibataire parent non hébergeant 0,85 [0,35, 1,34] 1,51 [0,78, 2,24]

Estimation d’une échelle d’équivalence subjective tenant compte de différentes configurations familiales (enquête Budget de famille 2011)

Lecture : Les chiffres entre crochets donnent les intervalles de confiance à 95 % fournis par delta méthode.
Champ : Ensemble des personnes seules, des parents non hébergeant, des couples sans enfant ou avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge et des foyers monoparentaux avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge. La personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans au moment de l’enquête. L’estimation comporte 10 645 ménages pour la variable AISE et 10 541 ménages pour la variable NIVEAU. Les tailles des échantillons retenus s’expliquent par les non-réponses aux questions correspondant aux variables AISE et NIVEAU.

60La comparaison du niveau de vie ressenti par les personnes interrogées vivant en couple, et respectivement par celles vivant dans un foyer monoparental, avec celui d’une personne vivant seule met en exergue le surcoût issu de la présence d’un enfant relativement à celle d’un conjoint : l’estimation avec la variable NIVEAU (respectivement AISE) implique que pour conserver le même niveau de vie ressenti qu’une personne seule, un couple doit bénéficier d’un surcroît de revenu de 26 % (52 %) contre 82 % (149 %) pour un parent vivant avec son enfant âgé de plus de 14 ans (tableau 5). Quel que soit l’indicateur retenu, si le deuxième individu composant le ménage est un enfant, le nombre estimé d’unités de consommation est significativement plus élevé que s’il s’agit d’un conjoint. Ce constat vaut également sur le champ des enquêtes BDF 2001 et 2006 [13] (annexe II).

Comparaison des échelles estimées avec celles de l’OCDE et de la Cnaf

61Les graphiques 1A et 1B comparent les résultats de l’estimation avec les échelles de l’OCDE modifiée et celle de la Cnaf, en distinguant l’âge des enfants. L’échelle estimée à partir de la variable AISE, ci-après nommée échelle AISE, attribue un nombre d’unités de consommation plus important aux foyers monoparentaux, aux parents seuls non hébergeant ainsi qu’aux couples avec deux enfants, que ne le font les autres échelles d’équivalence : autrement dit, elles supposent de moindres économies d’échelle dans ces configurations familiales, et ce, quel que soit l’âge des enfants. En revanche, l’échelle d’équivalence estimée à partir de la variable NIVEAU, ci-après nommée échelle NIVEAU, attribue un nombre d’unités de consommation proche de celle issue de l’échelle de la Cnaf pour les foyers monoparentaux, mais considère que les économies d’échelle réalisées au sein des couples sont plus importantes que ne le considère l’échelle de la Cnaf ou encore celle de l’OCDE modifiée.

Graphique 1A

Comparaison des échelles d’équivalence estimées avec celle de l’OCDE modifiée et celle de la Cnaf (les enfants à charge ont plus de 14 ans)

Comparaison des échelles d’équivalence estimées avec celle de l’OCDE modifiée et celle de la Cnaf (les enfants à charge ont plus de 14 ans)

Graphique 1B

Comparaison des échelles d’équivalence estimées avec celle de l’OCDE modifiée et celle de la CNAF (les enfants à charge ont moins de 14 ans)

Comparaison des échelles d’équivalence estimées avec celle de l’OCDE modifiée et celle de la CNAF (les enfants à charge ont moins de 14 ans)

62Les résultats des estimations doivent être interprétés avec prudence, en particulier lorsque l’on compare les unités de consommation estimées pour les foyers monoparentaux relativement à celles estimées pour les couples. En effet, un foyer monoparental ayant un enfant de plus de 14 ans à charge se voit attribuer un nombre d’UC (2,49) plus élevé qu’un couple avec un enfant du même âge (2,18). Or le couple comporte une personne de plus, le conjoint, et de fait ses besoins ne peuvent être que plus élevés. De façon générale, les échelles AISE et NIVEAU conduisent à attribuer aux couples un nombre d’unités de consommation faible. Ces deux échelles s’appuient sur une mesure subjective du niveau de vie, or les foyers monoparentaux ou les parents seuls non hébergeant sont plus sensibles à un sentiment de vulnérabilité financière que les couples, notamment en raison d’une plus grande dépendance des revenus du ménage à un emploi unique ou aux prestations sociales. Par ailleurs, le divorce ou la séparation entraîne un surcroît de charges qui pèse sur le niveau de vie et ralentit le processus de constitution des patrimoines (Jeandidier et Bourreau-Dubois [2005]). Les modèles économétriques estimés contrôlent l’évolution récente du niveau de vie perçu par le ménage (cf. annexe I). Ces variables de contrôle ressortent d’ailleurs comme fortement significatives pour expliquer le niveau de vie ressenti. Enfin, les foyers monoparentaux sont surreprésentés parmi les ménages dont le revenu disponible est faible. Or une analyse exploratoire du lien entre coût de l’enfant (exprimé en proportion du revenu disponible) et niveau du revenu disponible du ménage a montré que, toutes choses égales par ailleurs, plus le revenu disponible du ménage est faible, plus le « coût ressenti » pour la charge d’un enfant est élevé (Martin et Périvier [2015]). Ce coût de l’enfant ressenti par les foyers monoparentaux pourrait alors s’expliquer par la forte surreprésentation de ces derniers parmi les ménages modestes. Cela pourrait rendre compte du résultat a priori paradoxal (exposé plus haut) concernant la comparaison des niveaux de vie d’un couple avec un enfant de 14 ans ou plus et d’un foyer monoparental composé lui aussi d’un seul enfant de cet âge. Traiter rigoureusement la question de l’interaction entre le « coût ressenti » de l’enfant et le revenu disponible du ménage est une question complexe qui va au-delà des objectifs de cette contribution.

Évolution des échelles d’équivalence subjectives

63Les graphiques 2A et 2B indiquent pour l’échelle NIVEAU une tendance à la hausse du poids de l’enfant sur le ressenti du niveau de vie des personnes interrogées, quelle que soit la configuration familiale. Le changement méthodologique intervenu dans la collecte des données de l’enquête BDF en 2011 peut expliquer en partie cette augmentation. Dans les enquêtes précédentes, les revenus étaient obtenus par déclaration (avec potentiellement une sous-déclaration des revenus), alors qu’à partir de 2011 ils sont issus de l’appariement avec des sources fiscales, les données sont donc plus fiables. Mais le contexte de crise économique de 2009 peut également influencer la perception qu’ont les individus des difficultés qu’ils rencontrent pour faire face à leurs dépenses, difficultés qu’ils ressentent alors plus fortement. Dans un contexte où les dépenses liées au logement constituent le premier poste de dépenses des ménages (27 % des revenus en moyenne pour les locataires du parc privé en 2010), la forte hausse des prix de l’immobilier sur la période 2001-2011 (plus de 60 % selon l’OCDE) peut aussi être un facteur explicatif. Cette augmentation du coût du logement réduit le revenu sur lequel le ménage arbitre ses consommations, ce qui est souvent douloureusement ressenti. Sur la période 1996-2010, le taux d’effort [14] médian des ménages locataires dans le parc privé a augmenté de plus de 4 points (Arnault et Crusson [2012]). L’échelle AISE indique une forte augmentation du poids de l’enfant sur le niveau de vie ressenti dès 2006. Néanmoins les intervalles de confiance ne permettent pas de statuer sur une évolution statistiquement significative des paramètres estimés à partir des éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête BDF.

Graphique 2A

Évolution de l’échelle NIVEAU pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de moins de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Évolution de l’échelle NIVEAU pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de moins de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Champ : Ensemble des personnes seules, des parents non hébergeant, des couples sans enfant ou avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge et des foyers monoparentaux avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge. La personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans au moment de l’enquête.

Graphique 2B

Évolution de l’échelle AISE pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de moins de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Évolution de l’échelle AISE pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de moins de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Champ : Ensemble des personnes seules, des parents non hébergeant, des couples sans enfant ou avec au moins de 25 ans à charge et des foyers monoparentaux avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge. La personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans au moment de l’enquête.

Graphique 3A

Évolution de l’échelle NIVEAU pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de plus de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Évolution de l’échelle NIVEAU pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de plus de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Champ : Ensemble des personnes seules, des parents non hébergeant, des couples sans enfant ou avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge et des foyers monoparentaux avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge. La personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans au moment de l’enquête.

Graphique 3B

Évolution de l’échelle AISE pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de plus de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Évolution de l’échelle AISE pour différentes configurations familiales et pour des enfants âgés de plus de 14 ans pour les éditions 2001, 2006 et 2011 de l’enquête Budget de famille

Champ : Ensemble des personnes seules, des parents non hébergeant, des couples sans enfant ou avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge et des foyers monoparentaux avec au moins un enfant de moins de 25 ans à charge. La personne de référence est âgée de plus de 25 ans et de moins de 64 ans au moment de l’enquête.

Taux de pauvreté et échelles d’équivalence

64À titre exploratoire, des taux de pauvreté sont calculés en mobilisant l’enquête Revenus fiscaux et sociaux (ERFS) de 2014 à partir de différentes échelles d’équivalence : OCDE modifiée, Oxford et racine de N, ainsi que les deux échelles estimées à partir des indicateurs de niveau de vie AISE et NIVEAU. Il s’agit de montrer la sensibilité des taux de pauvreté et de la ventilation de la population pauvre par type de ménage à l’échelle d’équivalence retenue. En moyenne, les taux de pauvreté calculés sont plus élevés avec les échelles AISE (19 %) et NIVEAU (17,6 %) qu’avec l’échelle de l’OCDE modifiée (14,1 %) ou l’échelle en racine de N (14,2 %) (tableau 6). Les échelles AISE et NIVEAU conduisent à des taux de pauvreté beaucoup plus élevés pour les foyers monoparentaux. Cette analyse exploratoire montre que la non-prise en compte de la spécificité des foyers monoparentaux conduit à surestimer leur niveau de vie relativement à celui des couples. Les conséquences en matière de mesure de la pauvreté ou des inégalités, en particulier des inégalités entre les sexes, sont potentiellement importantes. Les indicateurs issus des échelles d’équivalence classiques comme l’échelle de l’OCDE modifiée sous-estiment le taux de pauvreté des foyers monoparentaux, qui ont à leur tête le plus souvent une femme. Cette perspective invite à repenser des aides spécifiques pour les foyers monoparentaux, à l’instar des mesures comme la GIPA (gestion des impayés de pensions alimentaires) qui permet aux caisses d’allocations familiales de compléter les pensions alimentaires faibles [15] et de couvrir les impayés de pensions alimentaires (Haut Conseil de la famille [2014]).

Une estimation par régression multilinéaire des dépenses de consommation

69Les dépenses de consommation d’une personne seule sont analysées afin de chiffrer à l’aide d’un modèle de régression linéaire les dépenses engendrées par la présence d’un enfant vivant chez un autre parent et à charge pour des parents vivant seuls. Cette méthode permet également d’isoler les postes de consommation précisément concernés par ce surcroît de charge. Les variables de contrôle habituelles sont introduites dans l’estimation (annexe I) auquel le sexe de l’individu est ajouté pour tenir compte de la forte proportion d’hommes dans notre population d’intérêt. Le modèle de référence s’écrit :

70

71où C_k désigne les dépenses de consommation pour le poste k, Ind_{CelibNonHeber} est une indicatrice qui vaut 1 si l’individu a un enfant en cours de scolarité qui réside chez son autre parent et engendre des dépenses régulières, R désigne le revenu disponible du ménage tenant compte des versements de pensions alimentaires et des déductions fiscales qui en découlent.

Une estimation par matching

72La deuxième méthode consiste à associer à chaque parent seul non hébergeant un autre individu vivant seul mais n’ayant pas d’enfant hors domicile ou dont celui-ci n’entraîne pas de charges financières. La comparaison de leurs dépenses donne une estimation toutes choses égales par ailleurs du surcoût lié à la charge de l’enfant. L’individu « miroir » jouant le rôle de contrefactuel est choisi à partir de plusieurs critères : le revenu disponible du ménage tenant compte des versements de pensions alimentaires et des déductions fiscales qui en découlent sous la forme d’une variable continue, le sexe de l’individu et les variables de contrôle habituelles (annexe I).

73À l’inverse de la régression multilinéaire, la méthode de matching n’exige pas de supposer une relation linéaire entre la variable expliquée et les variables explicatives. L’estimateur par matching calcule alors l’effet moyen de la présence d’enfant à charge mais vivant chez un autre parent pour la personne seule (ou average treatment effect on the treated, ATT).

74Les deux méthodes d’estimation montrent que le surcroît de dépenses lié à la présence d’un enfant à charge vivant chez un autre parent se concentre sur les postes de consommation suivants : les transports, le loisir et la culture, le logement, l’habillement, les dépenses de restaurant et hôtel, et les consommations diverses. Ces résultats sont conformes aux attentes : il faut souvent une pièce en plus pour accueillir l’enfant régulièrement ; les activités de loisir que le parent partage avec l’enfant pèsent sur son budget ; les dépenses de transport sont sensiblement plus élevées car le parent seul non hébergeant et/ou son enfant doivent se déplacer d’un logement à l’autre (celui du parent hébergeant). Au total, toutes choses égales par ailleurs, les parents seuls non hébergeant dépensent en moyenne environ 7 000 euros par an de plus que des personnes vivant seules. Cela correspond approximativement à un tiers de leur revenu disponible (23 835 euros par an). La méthode ne permet pas d’attribuer ces dépenses supplémentaires à la seule présence d’un enfant vivant chez un autre parent, sauf à supposer l’absence d’hétérogénéité inobservée entre les deux types de ménages. En effet, il est possible que le fait d’avoir eu un enfant soit corrélé avec un mode de vie différent expliquant les écarts en matière de comportements de consommation entre personnes seules et parents seuls non hébergeant (comportement plus ou moins hédoniste, épargne de précaution…). Ces différences de mode de vie peuvent impliquer un écart en termes de niveau de dépenses sans que cela soit directement en lien avec le coût de l’enfant à charge.