EDITORIAL

La fécondité est-elle sensible aux incitations financières ?

Guy Laroque et Bernard Salanié

EDITORIAL

La fécondité est-elle sensible aux incitations financières ?

Guy Laroque et Bernard Salanié

(Crest)

amener la décision de fécondité à un froid calcul économique apparaît bien sûr  réducteur et fait abstraction de nombreuses considérations : contra-ception, évolution de la place respective de la femme et de l’homme dans la société, guerres ; et même du point de vue économique, il convient de ne pas négliger l’évolution de long terme  des institutions : règles de partage des héritages, socialisation des systèmes de retraite. Mais nous ne nous intéressons ici qu’à un aspect très spécifique de la décision d’être parent : à un instant donné, consi-dérant comme fixes les caracté-ristiques démographiques, l’activité et le salaire du conjoint et la composition familiale, nous voulons mesurer la sensibilité de la fécondité aux incitations financières. Une baisse du coût de l’enfant stimule-t-elle la fécondité ? Si oui, quel est l’ordre de grandeur de l’élasticité correspondante ?

Une partie des études antérieures sur le sujet utilise des données macroéconomiques. Elles régressent l’évolution de la fécondité dans divers États ou régions sur une ou plusieurs mesures macro-économiques des allocations familiales. Ce type d’approche souffre à la fois de difficultés à contrôler pour l’évolution générale de l’environnement (contraception, avortement, participation des femmes au marché du travail, etc.), et du caractère forcément fruste des variables qui mesurent les incitations financières à la fécondité, souvent résumées en un indicateur unidimensionnel de la générosité de la politique familiale. Il ne peut apporter de réponse convaincante à la question que nous nous posons.

La plupart des travaux récents utilisent des données  individuelles. Une fraction s’appuie sur de quasi « expériences naturelles » (Kearney [2004], Milligan [2004]), à l’occasion de modifications de la législation des allocations familiales au Canada ou aux États-Unis.  Nous sommes plus proches des travaux qui estiment un modèle structurel, en prenant garde à la possible endogénéité des variables et aux biais de sélection (Rosenzweig et Schultz [1985], Hotz et Miller [1988], Heckman et Walker [1990a, 1990b]).  Notre approche est différente à plusieurs titres : étant donné leur qualification, la structure de leur famille, l’emploi et le revenu de leur conjoint, nous modélisons la décision de court terme des femmes une année donnée ; nous représentons cette décision comme un choix simultané d’emploi et de fécondité ; nous faisons l’hypothèse que les salaires potentiels des membres du ménage sont exogènes. C’est la complexité du système français de transferts sociaux et fiscaux avec les multiples interactions entre conditions d’éligibilité qui, une fois prises en compte toutes les variables pertinentes, crée la variabilité des incitations financières qui permet d’identifier l’effet recherché. La principale difficulté que nous avons rencontrée tient au très grand nombre de variables qui paraissent influencer la fécondité, et qu’il convient d’introduire dans la spécification, alors que les naissances sont peu fréquentes : il faut des échantillons de grande taille pour mener à bien l’estimation. On retrouve la trace de cette difficulté dans la suite d’études préliminaires (Laroque et Salanié [2003b, 2004]) qui ont précédé notre évaluation actuelle, dont nous pensons qu’elle est désormais robuste (Laroque et Salanié [2005])

Si nous pouvions observer un grand nombre de femmes de caractéristiques comparables mais qui, pour des raisons exogènes (un choc salarial par exemple), sont éligibles à des transferts familialisés de valeurs différentes, nous pourrions comparer les fécondités de ces différentes femmes. Nous nous attendrions en particulier à ce que celles qui ont une fécondité plus élevée soient celles qui sont éligibles aux transferts les plus généreux. C’est bien ce que nous observons, à un niveau d’agrégation malheureusement trop large. La figure représente la distribution des gains financiers mensuels potentiels pour les familles de deux enfants, dans l’hypothèse de l’arrivée d’un troisième enfant, toutes choses égales par ailleurs (en particulier sans changement du nombre d’heures travaillées de la mère). Il y adeux courbes : la courbe en trait plein correspond aux familles qui se sont effectivement agrandies, celle en pointillé aux familles qui n’ont pas connu de naissance en 1998. La distribution des incitations financières des premières domine stochastiquement au premier ordre celle des secondes. La différence peut être importante : le quantile à 80% est ainsi respectivement de 670 et 400 euros. On observe la même propriété pour le deuxième enfant, mais pas pour le premier.

Ce graphique n’est que suggestif, et il ne permet pas de chiffrer la sensibilité de la fécondité aux incitations financières. Pour aller plus loin, nous estimons un modèle de choix discret sur des données statistiques tirées des Enquêtes emploi 1997, 1998 et 1999 de l’INSEE. L’échantillon comprend 20722 observations de femmes non fonctionnaires nées avec la nationalité française, âgées de 20 à 50 ans. Les variables endogènes observées du modèle sont la décision d’offre de travail et la décision de fécondité, ainsi que le salaire en cas de travail. La méthode d’estimation est le maximum de vraisemblance.

Ce qui nous a donné le plus de mal, en partie par manque de guide dans les travaux antérieurs, est la spécification de la décision de fécondité. Nous avons retenu une spécification très flexible, avec un grand nombre de variables socio démographiques, pour éviter de surestimer l’effet des incitations financières par oubli d’autres variables pertinentes. Au total, l’équation de fécondité contient soixante-quinze variables  explica-tives.

Le modèle estimé reproduit bien les comportements observés d’emploi et de fécondité. Nous trouvons un effet relativement important, en com-paraison des chiffres de la littérature, des incitations financières sur la fécondité, notamment pour les deuxième et troisième enfants. Pour les femmes d’âge compris entre trente et trente-cinq ans, une augmentation de 100 euros par mois associée à une naissance augmenterait la fécondité de 6,7% pour le second enfant et de 9,0% pour le troisième. Ces chiffres sont élevés, mais il faut bien noter qu’une augmentation permanente de 100 euros par mois par enfant (y compris pour le premier) est une mesure très coûteuse, de l’ordre de grandeur de l’ensemble des prestations familiales actuelles. Si l’on simule une réduction de 10% du coût de l’enfant dans l’ensemble de la population, on trouve une augmentation des naissances de 2,2%, soit une élasticité moyenne de 0,2 des naissances au  coût de l’enfant.

Il est intéressant d’examiner comment le modèle évalue les effets de l’extension au deuxième enfant de l’Allocation parentale d’éducation (APE). Cette allocation étendue, en vigueur de 1995 et 2004, est versée aux familles d’au moins deux enfants,  comprenant un enfant de moins de trois ans lorsque l’un des parents (le plus souvent la mère) a travaillé deux ans au cours des cinq années précédant la naissance et interrompt son activité. L’allocation est de 465 euros par mois en 1999. Comme dans les études d’offre de travail, qui traitent la fécondité comme une donnée exogène (voir par exemple Laroque et Salanié [2003], et les références citées dans ce livre),  l’extension au deuxième enfant a eu un impact très fort sur le travail des femmes éligibles, dont le taux d’activité baisse spectacu-lairement, de 17 points. L’extension se traduit par une hausse des naissances de rang 2 de 12% pour les femmes en couple âgées de 25 à 35 ans, mais par une baisse de 3% des naissances de rang 3. Au total, l’effet (environ 30 000 naissances supplémentaires par an) est de l’ordre de la moitié de l’accrois-sement des naissances observées  en France sur la deuxième moitié de la décennie 90.

Heckman J. et J. Walker [1990a], « The Relationship between Wages and Income and the Timing and Spacing of Births:  Evidence from Swedish Longitudinal Data », Econometrica, 58, 1411-1441.

Heckman J. et J. Walker [1990b], « The Third Birth in Sweden », Journal of Population Economics, 3, 235-275.

Hotz J. et R. Miller [1988], « An Empirical Model of Lifecycle Fertility and Female Labour Supply », Econometrica, 56, 91-118

Kearney M.S., [2004], « Is There an Effect of Incremental Welfare Benefits on Fertility Behavior? A Look at the Family Cap », Journal of Human Resources, 39, 295-325.

Laroque G. et B. Salanié [2003a], Institutions et emploi : les femmes et le marché du travail en France, Economica, Paris.

Laroque G. et B. Salanié [2003b], « Fécondité et offre de travail des femmes en France », Economie publique ,13, 1-34.

Laroque G. et B. Salanié [2004], « Fertility and Financial Incentives in France », CESIFO economic studies, 50, 423-450.

Laroque G. et B. Salanié [2005], « Does Fertility Respond to Financial Incentives ? », mimeo, CREST.

Milligan K. [2004], « Subsidizing the Stork: New Evidence on Tax Incentives and Fertility », Review of Economics and Statistics,  à paraître.