INSTITUT NATIONAL DE LA STATISTIQUE ET DES ÉTUDES ÉCONOMIQUES

Série des documents de travail
de la Direction des Etudes et Synthèses Économiques

G 2001 / 15

Diagnostic sur la pauvreté
et calendrier de revenus:
le cas du "Panel européen des ménages »

Jean-Paul Zoyem *

NOVEMBRE 2001

Je remercie P. Breuil, M. Gurgand, F. Maurel, B. Sédillot, D. Verger
pour leurs remarques et suggestions.

<footnote>* Département des Etudes Economiques d'Ensemble - Division « Redistribution et Politiques Sociales »
Timbre G211 - 15, bd Gabriel Péri - BP 100 - 92244 MALAKOFF</footnote>
# Diagnostic sur la pauvreté et calendrier de revenus :
le cas du « Panel européen des ménages »

## Résumé

Cette étude évalue la sensibilité du diagnostic de la pauvreté et des inégalités à la mesure du niveau de vie. Nous proposons trois mesures possibles appliquées aux données des quatre premières vagues du panel européen des ménages. La première rapporte le revenu du ménage au moment de l'enquête (revenu mensuel instantané) au nombre d'unités de consommations courantes. Elle est complétée par deux autres mesures fondées sur le revenu annuel, mais utilisant pour l'une la composition du ménage au moment de l'enquête et pour l'autre la composition moyenne sur l'année (tenant compte des périodes de présence effective pour chaque individu).

Entre les deux mesures du niveau de vie annuel, le diagnostic de la pauvreté et des inégalités ne semble pas sensiblement modifié lorsqu'on raisonne sur l'ensemble de la population. Cependant, des divergences importantes peuvent apparaître dans l'analyse de sous-populations susceptibles de connaître de mouvements importants de personnes sur l'année, a fortiori dans l'analyse de dynamiques individuelles.

Ce qui est en revanche très net, c'est que le diagnostic est sensiblement différent selon qu'il est établi à partir du niveau de vie instantané ou annuel. Les inégalités paraissent plus importantes selon le revenu mensuel instantané (indices de Gini et de Theil plus forts) et la pauvreté plus répandue : 9,8% de ménages (contre 8,5 % selon le niveau de vie annuel) en 1995. Le profil des ménages pauvres est sensible à la mesure du niveau de vie : près de la moitié de personnes de référence de ménages pauvres selon le revenu instantané (contre un tiers selon le revenu annuel) sont des ouvriers. Une analyse, toutes choses égales par ailleurs, montre que les ménages d'ouvriers sont deux fois plus exposés au risque de pauvreté que ceux d'employés selon le revenu instantané alors que les deux groupes présentent un même niveau de risque selon le revenu annuel. Au niveau de l'individu, on dénombre 2,1 millions d'actifs pauvres selon le revenu instantané contre 1,8 millions selon le revenu annuel en 1994.

**Mots-clés** : Diagnostic de la pauvreté, actifs pauvres, indice d'inégalités

# Poverty diagnosis and Calendar of Incomes:
The “European Community Households Panel” case

## Abstract

We analyse the impact of the measure of the living standard on poverty and inequality diagnosis. Three measures are assessed on the fourth waves of the European Community Household Panel (ECHP). The first one divides the household instantaneous income by the current consumption units. The two others use the annual income instead of the instantaneous one. The difference between the two measures is that one refers to the current consumption units, whereas the other one accounts for the effective presence of each household member during the last twelve months.

Poverty and inequality diagnosis on the whole population does not differ significantly between the last two measures. However, it may display important differences when one focuses on specific households, particularly those that are more subject to important changes in household composition.

The diagnosis based on an instantaneous measure of income differs significantly from those based on the annual income. Inequalities seem to be more important according to instantaneous income (Gini and Theil Indexes are greater) and poverty more frequent with 9.8% of the households (instead of 8,5 % for annual income) in 1995. The profile of poor households depends on the measure of income. According to the instantaneous income, blue-collar workers represent half of the poor households instead of one third in the case of annual income. At the individual level, poor active workers account for 2.1 millions according to instantaneous income compared to 1.8 millions according to annual income.

**Keywords** : poverty diagnosis, working poors, inequality indexes

**Classification JEL** : D31, D33, I32
# Sommaire

Introduction .................................................................................................................. 5

I. Le traitement de l'information sur le revenu.................................................... 7

I.1. Le revenu instantané .................................................................................... 7

I.2. Le revenu annuel : 50 postes de revenus individuels inégalement renseignés .................................................................................................................... 9

I.2.1. Quelle période de référence pour le revenu du ménage ? .................................... 12

I.2.2. Niveau de vie du ménage sur l'année : prise en compte des changements de composition des ménages .................................................................................... 13

II. La pauvreté au niveau du ménage .................................................................... 17

II.1. Sensibilité des indices d'inégalités à la mesure du niveau de vie ............ 17

II.2. Le taux de pauvreté relative........................................................................ 19

II.2.1. La non-prise en compte des changements de composition des ménages : un facteur de risque de biais d'estimation du niveau de vie annuel .................... 19

II.2.2. Une pauvreté plus répandue selon le revenu instantané .................................... 21

II.3. Le profil des ménages pauvres est sensible à la mesure du niveau de vie .................................................................................................................... 22

II.3.1. Les ouvriers : la moitié ou le tiers des ménages pauvres ? .................................... 22

II.3.2. La présence d'enfants augmente t-il le risque de pauvreté du ménage ? ......... 24

III. La pauvreté au niveau individuel .................................................................... 27

III.1. Les travailleurs pauvres .................................................................................... 27

III.1.1. Définition des travailleurs pauvres .................................................................... 27

III.1.2. Sensibilité de l'estimation des actifs et travailleurs pauvres aux concepts de revenus et d'activité .................................................................................... 28

III.1.3. La moitié des actifs pauvres selon le revenu instantané ne le sont pas selon le revenu annuel.................................................................................... 32

III.1.4. Le profil des actifs pauvres .................................................................................... 32

III.2. La pauvreté des jeunes de 19-24 ans .................................................................... 33

III.2.1. Une exposition à la pauvreté contrastée selon la situation sur le marché du travail et le mode de logement.................................................................................... 33

III.2.2. Un taux de pauvreté élevé mais surestimé pour les étudiants autonomes .... 34
<table><tr><td>III.3.3. Une pauvreté peu fréquente pour les jeunes en emploi</td><td>35</td></tr><tr><td>III.3.4. Un taux de pauvreté élevé et peu sensible au mode de cohabitation pour les jeunes chômeurs</td><td>36</td></tr><tr><td>Conclusion</td><td>39</td></tr><tr><td>Références bibliographiques</td><td>40</td></tr><tr><td>Annexe 1 : Le Panel européen des ménages</td><td>41</td></tr><tr><td>La partie française du panel</td><td>41</td></tr><tr><td>Le calendrier d'activité dans le panel</td><td>42</td></tr><tr><td>Annexe 2 : Illustration des difficultés d'exploitation du calendrier de perception de revenu</td><td>43</td></tr><tr><td>Une estimation alternative du revenu mensuel moyen du ménage</td><td>45</td></tr><tr><td>Annexe 3 : Déclaration instantanée et risque d'omissions de revenus</td><td>47</td></tr><tr><td>Annexe 4 : Profils de ménages pauvres</td><td>49</td></tr><tr><td>Annexe 5 : Profils d'actifs pauvres</td><td>51</td></tr></table>
## Introduction

L'appréciation des inégalités de niveaux de vie, et par conséquent la définition des politiques de lutte contre la pauvreté, est largement fondée sur les indicateurs de pauvreté monétaire mesurés au moyen du revenu des ménages. L'information sur ces revenus présente donc un double enjeu : aider à la mesure de l'impact des politiques sociales et économiques, mais aussi à la définition de nouvelles stratégies de redistribution des revenus. Pourtant, lorsque l'on souhaite estimer la pauvreté monétaire à partir d'enquêtes, on est confronté à une diversité de mesures possibles du revenu, différant notamment selon la période de référence. Certaines enquêtes privilégient l'information sur le revenu annuel alors que d'autres s'intéressent aux revenus perçus au cours d'une période plus récente (le dernier mois par exemple). Ces différences peuvent conduire à modifier le diagnostic sur la pauvreté, que ce soit en termes d'évaluation de la taille ou des caractéristiques de la population concernée. En s'intéressant au niveau de vie infra annuel, un ménage qui connaît de fortes variations de revenus sera classé pauvre ou non selon la période de l'année sur laquelle l'information est recueillie. En revanche, le revenu annuel peut occulter l'existence de courtes périodes de pauvreté en lissant le niveau de vie. Ces deux exemples illustrent le besoin d'analyser la sensibilité du diagnostic de la pauvreté à la définition du revenu choisie.

Une telle évaluation nécessite de disposer de plusieurs mesures du revenu pour les mêmes ménages, ce qui est le cas de la partie française du « Panel européen des ménages » que nous utilisons ici (annexe 1). Dans ce panel chaque individu déclare le montant des revenus qu'il a perçus au cours de l'année; parallèlement, une personne du ménage est interrogée sur le montant mensuel des revenus dont le ménage dispose. En nous appuyant sur ces deux modes de déclarations de revenus, nous essayerons d'évaluer la différence de diagnostics de la pauvreté qu'ils permettent d'établir.

Nous présentons dans un premier temps la façon dont les informations sur le revenu ont été traitées pour aboutir au niveau de vie du ménage. Ensuite, nous examinons, au niveau « ménage », la sensibilité des indices de pauvreté et d'inégalités d'une part à la période de référence du revenu, et d'autre part pour ce qui concerne le revenu annuel, aux variations du nombre de membres du ménage. Une analyse comparative des profils des ménages pauvres complète cette partie. La troisième partie analyse, au niveau « individu », la pauvreté dans deux populations spécifiques : les travailleurs pauvres et les jeunes de 19-24 ans.
# I. Le traitement de l'information sur le revenu

Quel que soit le mode de recueil de l'information sur le revenu, le traitement aboutissant au diagnostic de la pauvreté est une opération délicate. Nous présentons ici la façon dont cette analyse peut être menée à partir du panel européen des ménages. Le premier type de recueil porte sur le niveau mensuel de ressources du ménage au moment de l'enquête, déclaré par un de ses membres<fnref n="1" />. Nous qualifierons ce revenu « d'instantané ». Le second recueil est plus ambitieux et vise à fournir, à partir d'un calendrier de perception de revenus, une situation analytique des ressources du ménage par apporteur, par nature et par mois de perception. Par opposition au revenu instantané, nous parlerons ici de « revenu annuel »<fnref n="2" />.

## I.1. Le revenu instantané

Ce revenu est calculé à partir de la question « En considérant l'ensemble des revenus de tous les individus du ménage actuellement, quel est le montant mensuel des revenus nets (de contributions sociales et CSG) dont votre ménage dispose ? ». Cette question apparemment simple pose un vrai problème de période de référence. Il est vraisemblable que certaines personnes déclarent tout simplement le montant estimé des revenus du mois en cours. D'autres donneront un revenu moyen en référence aux derniers mois (2,3,4, voire 12 derniers). D'autres enfin adopteront une période de référence incluant à la fois les derniers mois et les prochains mois en anticipant les revenus à venir. Ne connaissant pas les périodes effectives auxquelles se réfèrent les différents répondants il n'est pas possible d'évaluer leur impact sur le montant de revenu déclaré.

Pour les ménages bénéficiant des revenus réguliers, cette période de référence doit avoir peu d'effet sur le montant déclaré. En revanche, pour un ménage soumis à de fortes instabilités financières, du fait par exemple de passages intermittents entre emploi et chômage de ses apporteurs de ressources, la connaissance du revenu sur un mois donné est peu informative sur la situation financière moyenne sur une période de quelques mois. Il est vraisemblable que le diagnostic de la pauvreté sur une population en instabilité professionnelle sera différent selon que l'on prend une période de référence de ressources longue ou très courte.

Dans le dernier cas, on observera parmi les ménages en instabilité professionnelle<fnref n="3" />, à la fois des « hauts revenus » pour ceux dont un membre a un emploi à ce moment précis et de « faibles revenus » pour les ménages dont les membres connaissent le chômage. La disparité de niveau de vie au sein de ce groupe pourrait alors sembler assez élevée alors que la situation professionnelle est appelée à changer sous peu de temps. Au contraire, une référence de revenu sur une assez longue période (six à douze mois par exemple) permettrait un lissage de revenu aboutissant à de disparités de niveau de vie moins fortes au sein d'une même population.

Les personnes interrogées pouvaient répondre à la question sur le revenu instantané de deux façons différentes : soit en donnant le montant des ressources (montant de revenu « en clair »), soit en précisant la tranche de revenus dans laquelle elles situaient leurs ressources, si elles en ignoraient le montant exact. Ainsi 82 % des

<footnote n="1">¹ Dans le panel européen, cette personne n'est pas nécessairement la personne de référence du ménage comme c'est le cas dans un certain nombre d'enquêtes de l'Insee. Il était juste précisé que la première personne (adulte) figurant sur la fiche de composition du ménage réponde au questionnaire ménage. Cela concerne la personne de référence du ménage dans environ 92 % de cas, son conjoint dans près de 5 % de cas et leur fils (ou fille) dans 3 % de cas.</footnote>

<footnote n="2">² On aurait pu aussi utiliser le terme de « revenu analytique » dans la mesure où ce mode de recueil renseigne sur la structure des ressources du ménage.</footnote>

<footnote n="3">³ L'instabilité professionnelle est établie à partir de l'analyse des trajectoires de l'emploi sur une période plus longue que celle sur laquelle est observée le revenu.</footnote>
7344 ménages interrogés en vague 1 ont donné le montant «en clair», 17 % ont donné le montant en tranches et près de 3 % n'ont pas répondu. Aux vagues suivantes, les parts des non-répondants et des répondants en tranches sont plus faibles. La forte diminution de la part des non-répondants à cette question (ils ne sont plus qu'environ 1 %) peut s'expliquer, en partie, par l'attrition car la non-réponse tout comme l'attrition concerne plus souvent les ménages les plus pauvres<fnref n="4" /> et surtout ceux qui sont les moins disposés à répondre.

Pour déterminer le seuil de pauvreté, les revenus en tranches ont été transformés en niveau au moyen de la méthode des « résidus simulés ». Cette méthode consiste à affecter au ménage ayant déclaré son revenu en tranche, une valeur réelle choisie dans cette tranche en tenant compte des caractéristiques du ménage<fnref n="5" /> (voir encadré n°1). Nous avons retenu ici, le nombre de personnes en emploi, le nombre d'enfants, la taille de la commune de résidence et les caractéristiques de la personne de référence (sexe, âge, niveau d'études, profession et catégorie sociale, statut conjugal, nationalité). Cette méthode a également été utilisée pour imputer des revenus aux ménages qui n'ont donné ni le montant en clair, ni en tranches. Cette estimation des revenus manquants est importante pour des analyses transversales de la pauvreté. En ne gardant que les ménages ayant répondu à la question, on sous-estimerait fortement les effectifs de certaines populations d'intérêt, notamment le nombre de travailleurs pauvres. Toutefois, ces revenus estimés ne sont pas d'une qualité suffisante pour être utilisés dans l'analyse de la dynamique de la pauvreté. En effet, l'attrition et les évolutions de niveau de vie d'une vague à l'autre semblent influencées par le niveau de l'information disponible sur le revenu en vague 1 : 45 des 196 ménages n'ayant déclaré aucun revenu en vague 1 ne faisaient plus partie de l'enquête en vague 2, soit un taux d'attrition de 23 % (contre 11 % pour l'ensemble des ménages). Par ailleurs, parmi les pauvres de la vague 1 encore présents en vague 2, la proportion de ceux qui ont atteint, en vague 2, un niveau de vie supérieur à la médiane du revenu par unité de consommation -deux fois plus que le seuil de pauvreté- est de 4 % lorsque le revenu avait été déclaré en clair en vague 1, 6 % pour des revenus déclarés en tranches et 38 % lorsqu'on ne disposait d'aucune information sur le revenu. Ceci traduit la mauvaise qualité<fnref n="6" /> de l'imputation en l'absence totale d'information sur l'hétérogénéité individuelle prise en compte. Ainsi, le traitement de la pauvreté en terme dynamique se limitera aux ménages qui ont répondu à la question sur le revenu, que la réponse soit quantitative ou en tranches.

Le niveau de vie instantané est défini ici par le revenu par unité de consommation du ménage au moment de l'enquête. Les unités de consommation sont définies à partir de l'échelle d'équivalence de l'Insee (Hourriez-Olier, 1997) dite échelle OCDE modifiée (recommandée par EUROSTAT) : une demi-unité forfaitaire, 0,5 unité par adulte du ménage (14 ans et plus, y compris la personne de référence) et 0,3 unité par enfant (moins de 14 ans). Soit :

$$UC = 0.5 + 0.5 * \text{adulte} + 0.3 * \text{enfant}$$

<footnote n="4">⁴ 11 % des ménages interrogés en vague 1 ne l'ont plus été à la vague suivante - proportion déférente de la baisse du nombre de ménages entre les vagues 1 et 2 car de nouveaux ménages sont apparus en vague 2-. 17 % de ces derniers étaient pauvres en vague 1, selon le niveau de vie instantané, contre 11 % pour l'ensemble des ménages. Notons toutefois que le principal facteur de l'attrition est la difficulté de suivre les personnes qui déménagent (Breuil-Genier, Legendre, Valdelièvre, 2001).</footnote>

<footnote n="5">⁵ Une solution plus simple consisterait à affecter à chaque ménage le milieu de la tranche dans laquelle se situe son revenu. Mais cette solution sous-estimerait la variance du revenu : la variabilité des revenus serait d'autant plus faible que la proportion de personnes ayant répondu par tranches serait importante ; elle sera également faible lorsqu'un petit nombre de tranches sera proposée aux enquêtés.</footnote>

<footnote n="6">⁶ Nous n'avons pas tenu compte des revenus déclarés les années antérieurs ou postérieures, cela aurait peut-être amélioré la qualité de l'imputation.</footnote>
## Encadré n°1 : La méthode de résidus simulés

Cette méthode permet de passer des revenus déclarés en tranches au montant estimé. Elle permet également d'imputer un montant de revenu estimé à un ménage qui n'a pas répondu à cette question.

Pratiquement, on crée une nouvelle variable où les revenus sont exprimés en tranches, notamment en remplaçant les montants « en clair » par des tranches correspondantes. On régresse alors par un modèle du type Probit les tranches de revenus (en fait leur logarithme) sur les caractéristiques individuelles (S. Lollivier, 1997). Puis, pour chaque ménage dont le revenu a été déclaré en tranche, on tire un résidu de la loi normale centrée réduite qu'on introduit dans l'équation du modèle afin d'estimer un revenu du ménage compte tenu de ses caractéristiques. On impute au ménage ce revenu s'il appartient à la tranche initialement déclarée ; sinon on tire un nouveau résidu jusqu'à obtenir une valeur appartenant à cet intervalle.

Notons que la régression se fait uniquement sur les ménages ayant déclaré un revenu, que ce soit en tranches ou en clair. Toutefois, les coefficients estimés sont utilisés pour faire une estimation du revenu dans les cas de la non-réponse totale. Ici, le revenu imputé au ménage est celui obtenu à partir du premier résidu tiré.

## I.2. Le revenu annuel : 50 postes de revenus individuels inégalement renseignés

Plus ambitieuse<sup>7</sup>, l'information sur le revenu annuel est aussi de traitement plus complexe. En effet, tous les membres du ménage sont interrogés sur les différents types de revenus qu'ils ont perçus ; environ 50 postes regroupés en huit grandes rubriques : revenus du travail (salarié ou indépendant), indemnités de chômage et de perte d'emploi, (pré)retraites et revenus des personnes âgées, prestations sociales en relation avec la famille, prestations liées à la maladie ou à l'invalidité, prestations liées à l'éducation, à la formation ou au service national, RMI et autres aides à caractère social, et enfin transferts entre ménages. Les personnes enquêtées indiquent pour chaque type de revenu, le montant total perçu au cours de l'année précédente, et le montant cumulé entre le début de l'année en cours et la date de l'enquête (qui se situe elle-même entre septembre et décembre). Pour certains types de revenus les mois de perception sont également cochés sur le calendrier. Ainsi, en mettant bout à bout les quatre vagues du panel, on peut observer mois par mois depuis janvier 1993 jusqu'à septembre 1997, les différents types de revenus que chaque individu a perçus. Toutefois, l'information donnée par ce calendrier reste partielle.

En effet, on connaît l'existence des revenus sur le mois et non pas les montants mensuels, seul le montant global sur une période de l'année étant donné ; en l'occurrence, les douze mois de l'année précédant l'enquête et les premiers mois de l'année en cours (de janvier à la date de l'enquête). La répartition de ces montants sur les différents mois de perception<sup>8</sup> nécessite des hypothèses plus ou moins fortes sur la régularité du revenu (encadré 2). Il est relativement simple de faire ces hypothèses lorsque la situation à laquelle est rattaché le revenu est stable (par exemple, l'emploi

<footnote n="7"><sup>7</sup> Le calendrier de revenu est une particularité du panel européen. Il est en particulier absent des enquêtes « Budget de famille » et « Situations défavorisées » souvent utilisées pour étudier la pauvreté en France. Dans ces deux enquêtes, la personne de référence indique la tranche de revenu dans laquelle se situe le revenu mensuel de son ménage. Pour l'enquête Situation défavorisées, elle donne également, pour chaque source de revenu, le montant annuel total perçu par l'ensemble des membres du ménage au cours de l'année civile passée. Dans l'enquête Budget de famille, on conçoit pour chaque adulte de 16 ans ou plus les différents types de ressources perçues au cours des douze derniers mois. Mais leurs montants sont connus soit pour les douze derniers mois, soit pour la dernière année civile sans précision sur les mois de perception. Par rapport à ces deux sources, le panel offre donc la possibilité supplémentaire de tenir compte des mois de perception des revenus.</footnote>

<footnote n="8"><sup>8</sup> Cette répartition est nécessaire à lorsqu'on veut tenir compte dans le calcul du niveau de vie moyen sur l'année de l'évolution de la composition du ménage.</footnote>
pour le salaire, le ménage pour les allocations liées à la famille). En revanche, elles peuvent s'éloigner notablement de la situation réelle dans le cas des situations instables. En particulier, la régularité du montant du salaire est peu vraisemblable pour les individus enchaînant plusieurs périodes d'emploi. Il en est de même dans le cas des chômeurs compte tenu de la dégressivité de l'allocation chômage. Cette difficulté à déterminer le montant exact du revenu pour chaque mois rend difficilement envisageable une analyse de la chronique mensuelle des revenus (voir Insee-Synthèse n°47).

Pour les revenus pour lesquels le calendrier de revenu n'est pas disponible tels que les commissions et pourboires et les indemnités de licenciement par exemple, seul le montant est renseigné, et éventuellement le nombre de mois couverts. Cette absence de période de référence du revenu nécessite des hypothèses encore plus fortes en cas de répartition du montant sur les mois de perception (voir annexe 2 pour les détails méthodologiques). A priori ceux liés à l'activité peuvent être rattachés aux mois d'activité. Cette hypothèse assez vraisemblable pour les personnes qui n'ont occupé qu'un seul emploi sur l'année l'est beaucoup moins pour ceux qui en ont occupé plusieurs.

D'autres revenus ne sont déclarés que dans la partie ménage du questionnaire. A l'exception des aides aux logements (dont on connaît le montant au cours du dernier mois et les mois de fin de perception), ces revenus ne seront pas pris en compte dans le revenu annuel, la qualité du recueil n'ayant pas été testée. En particulier, les revenus de patrimoine, ainsi que certains revenus exceptionnels<fnref n="9" /> (vente d'un bien ou gain d'une loterie) ne font pas l'objet de calendrier, et ne sont pas non plus individualisés.

La partie ménage du questionnaire fournit également des informations sur les charges financières : d'une part, l'impôt sur les revenus et des impôts locaux (taxe foncière et taxe d'habitation), et d'autre part les aides et pensions alimentaires versées à d'autres ménages. Deux définitions afférentes du revenu annuel seront ultérieurement examinées : la première calcule le revenu net des impôts et taxes et la seconde le revenu net des impôts et taxes, et des aides et pensions alimentaires versées hors du ménage.

<footnote n="9">⁹ Compte tenu du caractère exceptionnel de ces revenus il ne nous a pas semblé judicieux de les prendre en compte dans la détermination du niveau de vie du ménage. Quant aux revenus de patrimoine, ils ont fait l'objet, dans le questionnaire, d'un mode de recueil particulier qui nécessite un traitement spécifique pour être intégré aux autres revenus, ce qui est envisageable pour des travaux futurs. Toutefois, la prise en compte des revenus de patrimoine ne devrait pas modifier sensiblement nos analyses dans la mesure où nous travaillons essentiellement sur les ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, population pour laquelle ces revenus ne constituent pas l'essentiel des ressources financières. De plus, on s'intéresse plus spécifiquement aux pauvres qui ont peu de revenus de patrimoine.</footnote>
Encadré n°2 :
Quelques hypothèses de répartition des revenus sur les mois de perception

La connaissance du nombre de mois de perception d'un revenu et du montant total suffit à déterminer le revenu mensuel moyen. Toutefois, on a besoin de connaître précisément les mois de perception de ce revenu pour estimer la part perçue sur une période donnée de l'année, mais aussi pour répartir entre ses ménages d'appartenance les revenus perçus par un individu ayant changé de ménage. Nous devons donc nous assurer, pour chaque revenu et pour chaque mois de l'année si ce revenu a été perçu ou non. En général cette information existe déjà. Toutefois, pour les revenus qui sont souvent versés avec une périodicité non mensuelle, seul le nombre total de mois de perception est indiqué. Cette situation concerne notamment les primes et les heures supplémentaires, mais aussi certaines aides sociales telle que l'allocation de rentrée scolaire. Par ailleurs, si le nombre total de mois de perception a été déclaré pour la quasi-totalité des autres revenus, ça n'a pas toujours été le cas pour le remplissage du calendrier. Et lorsque le calendrier est rempli et le nombre total de mois de perception connu, ce dernier peut ne pas correspondre au nombre de mois cochés.

En définitive, le calendrier est rempli avec un nombre de mois cochés égal au nombre total de mois de perception déclaré dans 84 % des 19096 sources<fnref n="10" /> faisant l'objet de calendrier en 1995 en vague 2. Pour les 16 % restant, des corrections ont été apportées, soit sur le remplissage du calendrier, soit sur le nombre total de mois de perception. Le principe de base de ces corrections était de conserver, chaque fois que c'est possible, la période contenant les mois cochés. Ainsi, quand il y a par exemple un mois de décalage entre les deux chiffres, les mois cochés sont maintenus et le nombre total de mois est remplacé par le nombre de mois cochés. Les calendriers relatifs aux salaires et aux allocations ont été généralement mieux remplis que les autres. Ainsi, toujours pour les revenus perçus en 1995 pour la vague 2, seulement 2 % de calendrier de salaires (4 % pour les allocations de chômage) ont fait l'objet de correction. Les corrections pour ces deux sources ont par ailleurs bénéficié du calendrier d'activité.

Ce rapprochement avec le calendrier d'activité a été particulièrement bénéfique pour la première vague dans la mesure où le remplissage du calendrier de l'année 1994 n'avait été prévu pour aucune source de revenu. Nous avons ainsi pu remplir le calendrier de perception pour 93 % des 6814 salaires perçus en 1994. Pour les 887 allocations de chômage, ce rapprochement a été moins fructueux (72 % de corrections) du fait que ces dernières peuvent être perçues le mois où la personne exerce à nouveau un emploi. En effet, la règle consistait essentiellement à comparer le nombre total de mois d'allocation de chômage déclaré au nombre de mois de chômage cochés dans le calendrier d'activité. Puis d'affecter, en cas de proximité entre les deux chiffres, les mois de chômage au calendrier de revenu.

Pour les autres revenus présentant des incohérences dans le calendrier, de même que les calendriers de salaire et d'indemnités de chômage non corrigés par le calendrier d'activité, le nombre de mois cochés (non nul) a été préféré au nombre total de mois déclarés. Dans les cas où on ne dispose ni du nombre total de mois, ni des mois cochés, le revenu est considéré comme perçu de janvier au mois précédant l'enquête.

Pour les revenus dont le calendrier ne donne que le nombre de mois de perception, plusieurs approches ont été adoptées. D'abord ceux liés au salaire (heures supplémentaires par exemple) ont été considérés comme perçus sur l'ensemble de la période de perception du salaire. De même, l'indemnité de licenciement est considérée comme perçue au cours des mois où une allocation de chômage a été déclarée.

Enfin, l'allocation de rentrée scolaire est affectée au mois d'août alors que les autres revenus ne disposant pas de calendrier d'activité ont été distribués sur une période centrée sur le mois de juin, et aussi longue que le nombre total de mois. Ainsi, est coché le mois de juin pour un mois déclaré, juin-juillet pour deux mois, mai-juin-juillet pour trois mois, mai-juin-juillet-août pour quatre mois, etc. Pour un individu ayant changé de ménage en cours d'année, cette répartition, centrée sur le milieu de l'année, augmente les chances d'intégrer ses revenus dans le niveau de vie de chacun de ses ménages d'appartenance.

<footnote n="10">¹⁰ Le fichier revenu fait apparaître 25616 sources (tri de la variable CODFR) parmi lesquels les revenus dont les montants sont déjà inclus dans d'autres sources (voir la variable CODINC). Ces revenus inclus dans d'autres sources sont ignorées dans notre analyse. C'est le cas par exemple des primes lorsque leurs montants sont inclus dans le salaire.</footnote>
I.2.1. Quelle période de référence pour le revenu du ménage ?

Dans l'enquête, il a été demandé aux individus de déclarer les revenus qu'ils ont
perçus d'une part au cours des douze mois de l'année civile précédente, et d'autre
part depuis le début de l'année. De fait, dans ce dernier cas, les revenus déclarés ne
portent pas sur la même période de référence dans la mesure où les ménages ont été
enquêtés à des dates différentes entre septembre et décembre (graphique I.1). Il
apparaît que l'enquête s'est déroulée essentiellement en octobre et novembre
(respectivement 69 % et 22 % des enquêtés en vague 2). De plus, le nombre de mois
de revenus couverts dépend de la date à laquelle l'individu a été interrogé. Celle-ci
peut être a priori différente entre deux individus du même ménage. Toutefois, nous
avons constaté qu'il existait très peu de cas où deux membres d'un même ménage
ont été interrogés à plusieurs jours d'intervalle. De même la date de l'enquête sur les
caractéristiques du ménage est en général très proche de la date d'interview des
différents membres de ce ménage<fnref n="11" />. Les quelques ménages enquêtés en septembre
(aucun en vague 1, environ 5 % aux vagues suivantes) l'ont été quasiment tous après
le 25. Plusieurs membres de ces ménages ont donc pu percevoir la totalité de leur
revenu du mois de septembre. En revanche, les ménages enquêtés en octobre ou en
novembre l'ont aussi bien été en début qu'en fin de mois.

<figure><img src="image_1.png" /><figcaption>Graphique I.1 : Effectifs de ménages par date de l'enquête en 1995 (Vague 2)</figcaption></figure>

Ainsi, une personne interrogée (un fonctionnaire par exemple) le dix octobre après avoir touché son salaire de septembre le 27 du même mois va cocher le calendrier jusqu'au neuvième mois. En revanche, un autre fonctionnaire interrogé le 28 octobre au lendemain de la perception du salaire d'octobre va cocher le calendrier jusqu'au dixième mois. Deux personnes de situations identiques interrogées le même mois vont donc annoncer des périodes de perception différentes. Pour une analyse des revenus individuels d'un type donné (salaire, indemnité de chômage, etc.) cela ne pose pas de problème particulier : le revenu moyen s'obtient en divisant le montant déclaré par le nombre de mois cochés. Les difficultés commencent dès lors qu'on veut

<footnote n="11">¹¹ De plus la date de l'interview individuel est non renseignée pour un nombre important d'enquêtés. Pour la vague 1 en particulier, les dates de passation du questionnaire individuel et du questionnaire « revenu individuel » ne sont pas connues. C'est pourquoi la date de l'enquête se refère ici à la date de passation du questionnaire ménage.</footnote>
analyser l'ensemble des revenus de la personne, et se compliquent davantage si on cherche à les agréger au niveau du ménage (voir annexe 2 pour l'illustration).

En effet, les différentes sources de revenus perçus par une même personne n'ont pas le même calendrier de perception : interrogée le 2 octobre, une mère isolée déclarera pour le dernier mois le salaire et les prestations sociales perçus en septembre. Si elle avait été interrogée 15 jours plus tard son calendrier de perception se serait limité en septembre pour les salaires mais aurait été rempli jusqu'en octobre pour les prestations versées par la CAF. Les sources de revenus étant plus variées au niveau du ménage, les dates de perception ne peuvent qu'être plus nombreuses et les difficultés à définir une période de référence des revenus plus grandes.

Pour estimer le revenu mensuel moyen du ménage (et donc son revenu annuel) nous avons choisi comme période de référence la période de janvier au mois précédent l'enquête (inclus), ce qui correspond aux huit premiers mois de l'année pour les ménages interviewés en septembre et onze premiers mois pour ceux interviewés en décembre. Nous avons préféré cette solution à celle utilisant les revenus de l'année civile déclarés à la vague suivante de l'enquête du fait notamment des risques de biais de mémoire et de l'attrition (voir annexe 2). Toutefois, notre solution nécessite la reconstitution du montant de revenus, ce qui peut introduire un biais dans l'estimation du niveau de vie du ménage.

### I.2.2. Niveau de vie du ménage sur l'année : prise en compte des changements de composition des ménages

Habituellement, le revenu annuel du ménage est déterminé par la sommation des revenus perçus au cours de l'année par les individus présents au moment de l'enquête (revenu annuel 2)<fnref n="12" />. Ainsi, les mouvements intervenus au cours de l'année ne sont pas pris en compte, ce qui peut se traduire par une sous-estimation ou une sur-estimation du niveau de vie annuel moyen pour des ménages qui ont accueilli un nouveau membre ou vu partir une personne au cours de la période allant du début de l'année à la date de l'enquête. Le sens du biais d'estimation de ce niveau de vie moyen dépend du poids dans les ressources du ménage de l'apport de la personne faisant l'objet du mouvement comparativement à la charge qu'elle constitue en terme d'unités de consommation.

Lorsqu'une personne arrivée en cours d'année n'est pas apporteuse de ressources financières, ce mode de calcul sous-estime le niveau de vie mensuel moyen du ménage depuis le début de l'année. Il en est de même si sa contribution aux ressources est proportionnellement plus faible que la charge supplémentaire qu'elle constitue en terme d'unités de consommation. En revanche, il y aura sur-estimation au cas où sa contribution est proportionnellement plus élevée que la charge supplémentaire induite par son arrivée.

On peut faire un raisonnement inverse pour un ménage dont un des membres est parti (divorce par exemple) en cours de période antérieure à l'enquête. La non-prise en compte de la présence en début d'année d'une personne non apporteuse de ressources financières, se traduira notamment par une sur-estimation du niveau de vie moyen du ménage sur l'année. Il y aura au contraire sous-estimation du niveau de vie si elle était apporteuse de ressources. Le tableau I.1 montre que ces mouvements ne sont pas négligeables. Sur les 6721 ménages enquêtés en deuxième vague 514 (495+19) ont accueilli une ou plusieurs personnes depuis la vague précédente. Si on y ajoute les 313 ménages ayant vu partir un de leurs membres, ce sont 827 ménages (y compris les ménages nouvellement créés), soit 12 % de l'ensemble (y compris nouveau-nés), qui ont connu une variation de leur composition depuis la vague 1. La proportion de personnes ayant connu un mouvement est environ deux fois plus faible.

<footnote n="12">¹² La variante prenant en compte les mouvements de personnes sera qualifiée de revenu annuel 1.</footnote>
En effet, le mouvement d'une même personne concerne deux ménages différents, sauf dans les cas de premières entrées dans le panel (naissance par exemple) ou d'une sortie du champ du panel (décès, départ vers l'étranger, etc.).

<table><caption>Tableau I.1 : Mouvements de personnes entre vagues du panel européen des ménages</caption><thead><tr><th rowspan="2">Changements entre</th><th>Vague 1</th><th>Vague 2</th><th>Vague 3</th><th>Vague 4</th></tr><tr><th>Oct 93 et V1</th><th>V1 et V2</th><th>V2 et V3</th><th>V3 et V4</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Ménages ayant connu :</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Arrivées et départs</td><td>17</td><td>19</td><td>28</td><td>36</td></tr><tr><td>Arrivées seulement</td><td>428</td><td>495</td><td>461</td><td>512</td></tr><tr><td>Départs seulement</td><td>350</td><td>313</td><td>382</td><td>380</td></tr><tr><td><strong>% de ménages ayant connu un mouvement</strong></td><td>10,8%</td><td>12,3%</td><td>13,2%</td><td>15,0%</td></tr><tr><td>Ni départ, ni arrivée</td><td>6549</td><td>5894</td><td>5730</td><td>5250</td></tr><tr><td><strong>Ensemble de l'échantillon</strong></td><td>7344</td><td>6721</td><td>6601</td><td>6178</td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vagues 1 à 4

Champ : Ensemble des ménages

On compte parmi les arrivées les ménages ayant eu un nouveau né et ceux nouvellement créés

Des changements plus nombreux sont observés aux vagues 3 et 4 : respectivement 13 % et 15 % des ménages. Une estimation du niveau de vie ne prenant pas en compte ces changements est donc susceptible de biaiser le diagnostic de la distribution des inégalités dans un sens non identifiable a priori. Ce biais sera d'autant plus important que le nombre de mouvements d'individus entre ménages sera élevé. Pour pallier cette insuffisance, nous avons utilisé les informations disponibles dans les différents calendriers du panel (calendrier de présence, calendrier de revenus) pour estimer un niveau de vie annuel moyen qui prenne en compte, pour chaque individu ayant appartenu au ménage, l'apport en ressources sur sa période de présence, mais aussi son poids en terme d'unités de consommation sur cette même période. Le nombre d'unités de consommation moyen du ménage sur une période (l'année par exemple), reflet de la composition moyenne du ménage sur l'année, est ainsi une somme des nombres d'unités de consommation individuelles pondérée par la durée de présence dans le ménage sur la période, soit

$$UC = 0.5 + \sum_{i \in \text{Ménage}} (\text{PIND}_i / \text{PMEN}) * (0.5 * 1_{i \ge 14} + 0.3 * 1_{i < 14 \text{ans}})$$

PMEN est le nombre maximum de mois d'existence du ménage sur la période,

PINDᵢ le nombre de mois de présence de l'individu dans le ménage au cours de la période,

$1_{i \ge 14}$ est l'indicatrice de l'age adulte (1 si adulte de 14 ans et plus et 0 sinon)

$1_{i < 14}$ est l'indicatrice de l'enfance (1 si enfant de moins de 14 ans et 0 sinon)

Pour les ménages formés depuis la vague précédente, la considération du nombre de mois de leur existence sur l'année permet de faire la moyenne des revenus sur la sous-période pour laquelle leurs revenus sont connus.

Le niveau de vie annuel ainsi construit (niveau de vie annuel 1) sera comparé à la fois au niveau de vie instantané, et au niveau de vie annuel tel qu'il est habituellement construit en omettant les mouvements de personnes survenus en cours d'année (niveau de vie annuel 2). Dans ce dernier cas, le calcul est fondé sur les unités de consommation du ménage à la date de l'enquête et les revenus que l'ensemble des membres présents à cette date ont perçus depuis le début de l'année (y compris éventuellement quand ils étaient dans d'autres ménages).
L'apport d'un individu au revenu du ménage sur la période est la somme des différents types de revenus qu'il a perçus pondérée par la durée de présence pour laquelle il percevait ce type de revenu, soit

$$REV_i = \sum_{j \in J} (PREV_{ij} / T_{ij}) * REV_{ij}$$

où J est l'ensemble des revenus j effectivement perçus par l'individu i au cours de la période, $REV_{ij}$ le montant total du revenu j perçu au cours de la période (y compris, le cas échéant, lorsqu'il était dans un autre ménage), $T_{ij}$ le nombre total de mois où il a perçu ce revenu j au cours de la période $PREV_{ij}$ le nombre de mois où il a perçu ce revenu j en étant dans le ménage.

Le revenu du ménage sur la période est la somme des contributions des différentes personnes ayant appartenu à ce ménage au cours de la période considérée, soit :

$$REV = \sum_{i \in \text{Ménage}} REV_i = \sum_{i \in \text{Ménage}} \sum_{j \in J} (PREV_{ij} / T_{ij}) * REV_{ij}$$

Le revenu annuel du ménage par unité de consommation s'exprime ainsi :

$$RUC = \frac{REV}{UC} = \frac{\sum_{i \in \text{Ménage}} \sum_{j \in J} (PREV_{ij} / T_{ij}) * REV_{ij}}{0.5 + \sum_{i \in \text{Ménage}} (PIND_i / PMEN) * (0.5 * 1_{i \ge 14\text{ans}} + 0.3 * 1_{i < 14\text{ans}})}$$
## II. La pauvreté au niveau du ménage

Nous analysons ici la sensibilité des indices d'inégalités, des indicateurs de pauvreté et du profil des ménages pauvres aux trois mesures du niveau de vie. Dans la suite, l'analyse se référera, sauf indication contraire, aux ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans. Cette délimitation permet à la fois de faire plus aisément le lien entre la pauvreté et le marché du travail et de limiter l'impact de la non-prise en compte des revenus du patrimoine sur les résultats ; ces revenus pouvant contribuer significativement aux inégalités de niveaux de vie entre personnes âgées de plus de soixante ans.

### II.1. Sensibilité des indices d'inégalités à la mesure du niveau de vie

Plusieurs mesures statistiques, parmi lesquels les indices de Gini et de Theil<fnref n="13" /> (encadré n° 3) utilisés ici, permettent d'évaluer l'ampleur des inégalités de niveaux de vie entre ménages. Ces deux indices prennent des valeurs d'autant plus faibles que la distribution des niveaux de vie est égalitaire. Leurs valeurs sont représentées sur les graphiques II.1a et II.1b pour chacune des trois mesures du niveau de vie.

Les inégalités apparaissent plus fortes avec les revenus instantanés qu'avec les revenus annuels, ce qui est conforme à l'idée de lissage. En effet, la valeur prise par l'indice de Gini est plus forte pour le niveau de vie instantané que pour les deux mesures du niveau de vie annuel. Il en est de même de l'indice de Theil, à l'exception de la vague 3 pour laquelle l'indice prend la même valeur pour le niveau de vie instantané que pour les deux mesures du niveau de vie annuel.

En revanche, l'ampleur des inégalités des niveaux de vie annuels ne semble pas sensiblement modifiée par la prise en compte des mouvements intervenus entre les ménages en cours d'année<fnref n="14" />.

<figure><img src="image_2.png" /></figure>

<figure><img src="image_3.png" /></figure>

<footnote n="13">¹³ D'autres indices d'inégalité existent : SEN, Atkinson, etc...</footnote>

<footnote n="14">¹⁴ La plus forte inégalité observée en vague 1 peut s'expliquer au delà des effets conjoncturels par des spécificités de cette vague 1.</footnote>
## Encadré n°3 : Les indices d'inégalité

### Indice de Gini

L'indice de Gini est égal à la demi-moyenne des écarts absolus entre toutes les paires d'individus (i,j).

$$G(x) = \frac{1}{2n^2 \bar{x}} \sum_{i,j} |x_i - x_j|$$

n désigne le nombre total d'individus

$\bar{x}$ désigne la moyenne des revenus par unité de consommation sur l'ensemble des ménages,

$x_j$ désigne le niveau de vie du ménage j

Il peut aussi s'exprimer comme le double de la surface de l'aire entre la bissectrice et la courbe de Lorenz. Soit

$$G(x) = \frac{2}{\bar{x}} \frac{1}{n^2} \sum_i (i \bar{x} - \sum_{k \le i} \tilde{x}_k)$$

$\tilde{x}_k$ désigne la moyenne des revenus par unité de consommation de tous les ménages dont le niveau de vie est inférieur à celui du ménage i

### Indice de Theil

L'indice de Theil s'inspire de la mesure de l'entropie. La quantité d'information apportée par un événement i de probabilité $p_i$ étant mesurée par $\ln(1/p_i)$ (plus l'événement est probable, plus l'information est faible), on mesure l'entropie d'une situation incertaine par

$$H(p) = \sum_i p_i \ln(1/p_i)$$

L'entropie est la plus forte ($\ln(n)$) lorsque les événements sont équiprobables.

L'indice de Theil $T(x) = \frac{1}{n} \sum_i \frac{x_i}{\bar{x}} \ln \frac{x_i}{\bar{x}}$ peut alors s'écrire

$$T(p) = \ln(n) - H(p) \text{ pour } P_i = \frac{x_i}{n \bar{x}} \quad (\text{M. Fleurbaey, S. Lollivier, 1994})$$

L'indice de Theil peut également se décomposer en deux termes indépendants dont l'un est interprété comme la mesure des inégalités au sein d'une même catégorie d'individus (Intra-strate) et l'autre comme la mesure des inégalités entre les différentes catégories (inter-strate). Cette décomposition permet en particulier d'analyser les évolutions des inégalités dans des populations partitionnées en groupes homogènes (H. Fofack et A. Zeufack, 2000).
## II.2. Le taux de pauvreté relative

Le seuil de pauvreté est généralement fixé à 50 % de la médiane du revenu par unité de consommation. Toutefois, nous utiliserons alternativement un second seuil fixé à 60 % du revenu médian par unité de consommation (privilégié par EUROSTAT<fnref n="15" />). On dira donc qu'un ménage est pauvre si son revenu par unité de consommation (selon la mesure du niveau de vie considéré) est inférieur au seuil de pauvreté. Un individu sera considéré comme pauvre s'il appartient à un ménage pauvre. On se limitera aux individus âgés de 17 à 60 ans.

### II.2.1. La non-prise en compte des changements de composition des ménages : un facteur de risque de biais d'estimation du niveau de vie annuel

On constate sans surprise que les seuils de pauvreté, de même que les proportions de ménages pauvres (taux de pauvreté), sont sensiblement les mêmes pour les deux mesures du niveau de vie annuel (tableau II.1). Cela n'est pas surprenant puisque ces niveaux de vie ne diffèrent a priori que pour les ménages ayant connu des départs ou des arrivées de personnes en cours d'année, soit environ 10 à 15 % de ménages selon la vague d'enquête. Une analyse limitée à ces seuls ménages montre que le niveau de vie du ménage peut être sensiblement différent selon que l'on prend en compte les mouvements de personnes intervenus en cours d'année ou non. Pour la vague 2 par exemple, la différence relative entre les niveaux de vie issus des deux modes de calcul est supérieure à 5 % pour trois ménages sur cinq aussi bien parmi ceux qui ont connu un départ que ceux qui ont accueilli un nouveau membre.

Dans les cas d'arrivée d'une nouvelle personne, le niveau de vie calculé avec la composition du ménage à la date de l'enquête est souvent moins élevé. Ce résultat n'est pas surprenant dans la mesure où le ménage se voit appliquer un nombre d'unités de consommation plus élevé y compris pendant la période précédant l'arrivée du nouveau membre qui est dans deux cas sur cinq un nouveau né<fnref n="16" />. Ce dernier est pris en compte dans les unités de consommation comme s'il était présent depuis le début de l'année alors que d'éventuelles ressources (en général les prestations familiales) accompagnant son arrivée sont comptabilisées seulement depuis sa naissance. On constate d'ailleurs que ce résultat est moins affirmé dans le cas des mises en couple. Pour 60 % des ménages ayant connu une naissance (ou accueilli une nouvelle personne hors mise en couple), la non prise en compte de la date de cet événement se traduit par une sous-estimation du niveau de vie moyen sur l'année de plus de 5 %. Moins de 5 % de ces ménages connaîtraient une sur-estimation de plus de 5 % (tableau II.2). Pour plus de la moitié des ménages (52 %) ayant connu une mise en couple, les deux estimations de niveau de vie diffèrent de moins de 5% (en valeur absolue). Notons toutefois, que là aussi le risque de sous-estimation reste plus élevé : l'écart est inférieur à -5 % pour un ménage sur trois contre moitié moins pour des écarts supérieurs à 5%.

<footnote n="15">¹⁵ Eurostat définit d'abord le revenu par unité de consommation du ménage, l'affecte à chacun de ses membres, détermine ensuite la médiane de ces revenus sur l'ensemble des individus. Ici, la médiane est déterminée sur l'ensemble des ménages.</footnote>

<footnote n="16">¹⁶ Dans le cas de mise en couple par exemple, ce mode de calcul doit a priori influer sur le niveau de vie dans les deux sens. Il comptabilise en effet dans le ménage les ressources (eventuelles) que le nouveau membre a perçues en étant dans un autre ménage, ce qui sur-estime ou sous-estime le niveau de vie selon que ces ressources étaient élevées ou faibles.</footnote>
<table><caption>Tableau II.1 : Seuil de pauvreté et taux de pauvreté des ménages dans le panel européen</caption><thead><tr><th></th><th>Vague 1</th><th>Vague 2</th><th>Vague 3</th><th>Vague 4</th></tr></thead><tbody><tr><td>Quatrième trimestre</td><td>1994</td><td>1995</td><td>1996</td><td>1997</td></tr><tr><td colspan="5">Revenu instantané</td></tr><tr><td>Médiane du revenu par unité de consommation</td><td>6501</td><td>6553</td><td>6507</td><td>6664</td></tr><tr><td>Seuils de pauvreté (en francs 1994)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>3251</td><td>3277</td><td>3254</td><td>3332</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>3901</td><td>3932</td><td>3904</td><td>3998</td></tr><tr><td>Taux de pauvreté (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>10,4</td><td>9,8</td><td>9,6</td><td>9,0</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>16,9</td><td>15,8</td><td>15,7</td><td>15,2</td></tr><tr><td colspan="5">Revenu annuel 1 (composition moyenne du ménage)</td></tr><tr><td>Médiane du revenu par unité de consommation</td><td>6476</td><td>6786</td><td>6753</td><td>6838</td></tr><tr><td>Seuils de pauvreté (en francs 1994)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>3238</td><td>3393</td><td>3377</td><td>3419</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>3886</td><td>4072</td><td>4052</td><td>4103</td></tr><tr><td>Taux de pauvreté (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>9,2</td><td>8,5</td><td>8,4</td><td>7,0</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>14,5</td><td>13,6</td><td>14,2</td><td>12,2</td></tr><tr><td colspan="5">Revenu annuel 2 (composition du ménage à la date de l'enquête)</td></tr><tr><td>Médiane du revenu par unité de consommation</td><td>6475</td><td>6802</td><td>6761</td><td>6854</td></tr><tr><td>Seuils de pauvreté (en francs 1994)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>3238</td><td>3401</td><td>3381</td><td>3427</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>3885</td><td>4081</td><td>4057</td><td>4112</td></tr><tr><td>Taux de pauvreté (en %)</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>à 50 % de la médiane</td><td>9,3</td><td>8,5</td><td>8,1</td><td>7,0</td></tr><tr><td>à 60 % de la médiane</td><td>14,4</td><td>13,8</td><td>14,0</td><td>12,5</td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vagues 1 à 4

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

<table><caption>Tableau II.2 : Ecart entre les niveaux de vie selon que l'on prend en compte ou non les mouvements de personnes entre ménages</caption><thead><tr><th rowspan="2">Type de mouvements</th><th colspan="6">Ecart niveaux de vie (Sans mouvements – Avec mouvements)</th></tr><tr><th>&lt; - 20%</th><th>-20 à -5%</th><th>-5 à 5%</th><th>5 à 20%</th><th>20 % et plus</th><th>Total</th></tr></thead><tbody><tr><td>Mise en couple</td><td>13,2</td><td>17,9</td><td>51,7</td><td>7,8</td><td>9,4</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Naissance et autres arrivées</td><td>1,7</td><td>58,6</td><td>35,2</td><td>3,8</td><td>0,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Séparation/Divorce</td><td>10,3</td><td>0,0</td><td>32,5</td><td>47,8</td><td>9,4</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Départs : enfants majeurs et autres</td><td>4,9</td><td>10,2</td><td>45,6</td><td>28,8</td><td>10,5</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Ni arrivée, ni départ</td><td>0,0</td><td>0,0</td><td>100,0</td><td>0,0</td><td>0,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td><strong>Ensemble</strong></td><td><strong>0,9</strong></td><td><strong>3,5</strong></td><td><strong>92,5</strong></td><td><strong>2,2</strong></td><td><strong>0,9</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

Note : Pour 58,6% de ménages ayant eu un enfant ou accueilli une nouvelle personne entre les vagues 1 et 2 du panel, le niveau de vie calculé selon la composition du ménage lors de la vague 2 est inférieur de 5 à 20% à celui calculé selon sa composition moyenne sur la période.
Le niveau de vie ne prenant pas en compte les changements de composition des ménages est à l'inverse souvent plus élevé pour les ménages dont un membre est parti en cours d'année. Ce résultat est valable aussi bien pour les séparations et divorces que pour les départs d'enfants majeurs du foyer parental. Les départs des jeunes entraînent pour le ménage une baisse des unités de consommation à revenu quasi constant, notamment lorsque le jeune ne travaillait pas au moment où il faisait encore partie de ce ménage, soit en définitive une hausse du niveau de vie sur la période allant du départ à la date de l'enquête. Dans le cas des divorces, ce résultat est plus difficile à interpréter car plusieurs situations sont possibles. En effet, le niveau de vie du ménage va augmenter si la personne partie contribuait faiblement aux ressources et diminuer dans le cas contraire.

On constate aussi, pour les ménages ayant connu des mouvements de personnes, des taux de pauvreté significativement différents selon que l'estimation du niveau de vie prend en compte ou non ces mouvements. Si on ne prend pas en compte la date à laquelle le mouvement a eu lieu, la proportion de ménages pauvres est nettement plus élevée parmi ceux qui ont connu une mise en couple (15 %), une séparation conjugale (16%) que parmi les ménages qui ont connu une naissance ou un départ d'enfants majeur (environ 9%) (tableau II.3). Le diagnostic prenant en compte les dates de mouvements de personnes est significativement différent. Les plus pauvres seraient les ménages ayant connu une séparation (20 %) suivis de ceux dont un enfant majeur a quitté le foyer alors que les mises en couples exposeraient beaucoup moins à la pauvreté (9%). Toutefois, le taux de pauvreté sur l'ensemble de ménages reste peu sensible à la prise en compte ou non des changements dans la composition des ménages : environ 8,5 %. Pour les autres vagues du panel, l'écart entre les deux taux de pauvreté ne dépasse guère 0,3 point. Ces résultats suggèrent qu'il n'est pas nécessaire de tenir compte de ces mouvements pour un diagnostic global de la pauvreté. Toutefois, cette prise en compte est cruciale pour un diagnostic limité à une population spécifique, susceptible de connaître d'importants mouvements de personnes en une année. Dans la suite de l'analyse, nous travaillerons avec le niveau de vie qui tient compte des changements dans la composition des ménages.

<table><caption>Tableau II.3 : Taux de pauvreté (seuil de 50 %) de ménages selon les mouvements de personnes</caption><thead><tr><th>Type de mouvements</th><th>Revenu annuel 1 (composition moyenne du ménage)</th><th>Revenu annuel 2 (composition du ménage au moment de l'enquête)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Mise en couple</td><td>9,0</td><td>15,2</td></tr><tr><td>Naissance et autres arrivées</td><td>7,3</td><td>8,6</td></tr><tr><td>Séparation/Divorce</td><td>20,2</td><td>16,3</td></tr><tr><td>Départs : enfants majeurs et autres</td><td>15,1</td><td>9,4</td></tr><tr><td>Ni arrivée, ni départ</td><td>8,0</td><td>7,9</td></tr><tr><td><strong>Ensemble</strong></td><td><strong>8,5</strong></td><td><strong>8,4</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

Note : Pour les ménages ayant connu une mise en couple, le taux de pauvreté est 9% pour le revenu annuel 1 et 15,2% pour le revenu annuel 2.

## II.2.2. Une pauvreté plus répandue selon le revenu instantané

A l'exception de la première vague, le niveau du seuil de pauvreté est plus élevé pour le revenu annuel (tableau II.1). Toutefois, les différences restent faibles : les écarts ne dépassent guère 4 %. Plusieurs raisons peuvent expliquer la particularité de la
première vague. D'une part, le calendrier des revenus perçus en 1994 a été entièrement imputé, et d'autre part, des corrections plus importantes ont été faites sur les montants de revenus, notamment les revenus sociaux. La première vague est donc difficilement comparable aux suivantes.

Pour des exemples illustratifs, nous nous appuierons plus souvent sur les résultats de la deuxième vague. Mesurée par la part des ménages vivant en dessous du seuil de pauvreté, la pauvreté paraît moins répandue selon le revenu annuel avec des taux de l'ordre de un à deux points plus faible : 8,4 % de ménages contre 9,8 % selon le revenu instantané en vague 2. Notons que ces taux de pauvreté restent significativement supérieurs à ceux issus de l'enquête Revenus fiscaux (7%). Ceci peut s'expliquer, en partie, par le fait que les résultats de revenus fiscaux portent sur les revenus nets d'impôts. En effet, les taux selon les revenus annuels nets d'impôts calculés sur les données du panel sont d'environ un point plus faibles (voire 1,5 point pour le seuil de pauvreté à 60 %), soit un niveau comparable à celui de l'enquête Revenus fiscaux.

Bien que les niveaux de vie instantané et annuel ne fassent pas référence à la même période de temps, il n'y a pas a priori de raison pour que le seuil de pauvreté soit plus élevé dans le second cas. Toutefois, cet écart peut trouver une explication (au moins partielle) dans la non-maîtrise des revenus de l'ensemble des membres du ménage par la personne qui a répondu à la question sur le revenu instantané. Autrement dit les omissions ou la sous-estimation de revenus lors de cette déclaration instantanée ne seraient pas négligeables (annexe 3).

## II.3. Le profil des ménages pauvres est sensible à la mesure du niveau de vie

Une analyse descriptive permet de mettre en évidence les différences entre les profils des ménages pauvres selon que l'on considère le niveau de vie instantané ou annuel, ce dernier prenant en compte les mouvements de personnes entre ménages, c'est-à-dire la composition moyenne du ménage sur la période considérée. Ensuite, les facteurs de risque de pauvreté pour chacune des deux mesures du niveau de vie sont identifiés au moyen d'un modèle logistique.

### II.3.1. Les ouvriers : la moitié ou le tiers des ménages pauvres ?

Les actions de lutte contre la pauvreté passent aussi bien par les transferts en direction des ménages que par les aides à l'insertion sur le marché du travail. Les politiques d'insertion professionnelle ou d'amélioration des conditions de rémunération du travail ne peuvent toucher que les ménages dont un des membres est présent (ou susceptible de l'être) sur le marché du travail. C'est pourquoi la connaissance du profil des individus ou des ménages représente un enjeu important dans le cadre de la définition des politiques de lutte contre la pauvreté. Ceci suppose que ce profil soit établi de façon robuste sur des critères objectifs. Jusqu'à présent, le revenu est le critère le plus communément utilisé pour l'attribution des prestations sociales destinées à la réduction de la pauvreté. En France, la période de référence des revenus utilisés à cet effet est variable : une année (pour l'aide au logement par exemple) et les trois derniers mois (pour le RMI). Nous avons donc essayé ici de vérifier la robustesse du profil des ménages pauvres par rapport à la période de référence des revenus. Les résultats suggèrent que les deux concepts (instantané et annuel) donnent des profils concordants pour certaines caractéristiques du ménage et discordants pour d'autres.

En effet, on note sur le tableau II.4a que le poids de certaines catégories de ménages parmi les pauvres varie fortement selon que l'on considère le revenu instantané ou annuel. Les ouvriers représentent près de la moitié (47 %) des personnes de référence des ménages pauvres selon le revenu instantané et seulement un tiers
(35 %) selon le revenu annuel. Ce résultat traduit, en partie, la fréquence des périodes ponctuelles de pauvreté chez les salariés du fait notamment de l'alternance entre chômage et emplois faiblement rémunérés<fnref n="17" />. Au cours de la dernière année précédant la vague 2 du panel, un ouvrier personne de référence de ménage sur cinq (19 %) a connu au moins un mois de chômage ou d'inactivité (dont 11 % alternant entre emploi et chômage). On peut également relier ce résultat à d'éventuels omissions de ressources compte tenu de la sur-représentation des ménages à plusieurs adultes dans cette population. Les ménages d'ouvriers sont en effet (avec les exploitants agricoles, artisans et petits commerçants) ceux qui comptent le plus grand nombre d'adultes en âge de travailler ; 84 % de ménages d'ouvriers ont deux adultes au moins (dont quatre et plus pour 11 %). Ce taux est de 61 % pour les employés et 75 % pour les catégories de salariés plus élevées.

Contrairement aux ouvriers, les ménages d'exploitants agricoles, des artisans et des petits commerçants sont plus représentés parmi les pauvres selon le revenu annuel (24 % contre 14 % pour le revenu instantané). L'instabilité des poids relatifs de ces deux catégories de ménages montre à quelle point la répartition des efforts de lutte contre la pauvreté peut être difficile : quelle importance accorder au développement de l'activité indépendante par rapport à la création d'emplois salariés ? On pourrait certes préférer une référence annuelle, mais on perdrait en même temps de vue le phénomène d'instabilité de ressources qui touche les plus vulnérables dont le faible niveau des ressources perçues du marché de travail ne permet pas un lissage annuel de la consommation. Pour ces ménages, l'absence de solution immédiate à la suite de la perte des revenus salariaux peut constituer un handicap sérieux pour une réinsertion professionnelle et favoriser l'installation dans une situation de pauvreté durable.

Les ménages dont la personne de référence était au chômage au moment de l'enquête sont plus représentés parmi les pauvres selon le revenu instantané (un tiers de ménages contre un quart selon le revenu annuel), ce qui n'est pas surprenant puisqu'ils sont enquêtés au moment où leurs ressources sont plutôt faibles.

La composition des ménages pauvres est aussi très différente selon que l'on considère le revenu instantané ou annuel. Dans une approche par le revenu instantané, les familles nombreuses, en particulier le groupe des couples avec au moins trois enfants de moins de 25 ans est le plus important (26 %), quasiment à égalité avec l'ensemble des ménages sans enfants (en couple ou non). Cette répartition s'inverse radicalement lorsqu'on considère le revenu annuel : les couples avec au moins trois enfants ne sont plus que 17 % contre deux fois plus de ménages sans enfants (dont 17 % de couples et 16 % d'hommes seuls). La part des personnes seules avec enfant est aussi moins importante parmi les pauvres selon le revenu annuel (14 % contre 18 %). Une plus forte exposition des familles nombreuses à la pauvreté selon le revenu instantané peut s'expliquer, en partie, par des omissions de revenus lors de leur déclaration par la personne de référence.

A la différence de la catégorie socioprofessionnelle et de la composition du ménage, caractéristiques directement corrélées avec la diversité des sources de revenus, les autres caractérisations des ménages ne font pas apparaître des différences de profils trop importantes selon le revenu considéré. Ainsi, globalement huit personnes de référence de ménages pauvres sur dix sont de nationalité française et 12 à 15 % originaires d'un pays non membre de la CEE. De même, la répartition des ménages pauvres selon l'âge de la personne de référence ne semble pas significativement différente selon le concept de revenu. Par ailleurs, le profil des ménages pauvres selon le niveau d'études atteints par la personne de référence ne semble pas non plus particulièrement lié au concept de revenu, même si on constate un écart de poids non négligeable pour les diplômés de l'enseignement supérieur (8 % selon le revenu

<footnote n="17">¹⁷ Il peut avoir parmi les ouvriers, au moment de l'enquête, des salariés en emploi et des chômeurs, cette dernière catégorie contribuant à augmenter le taux de pauvreté instantané.</footnote>
instantané et 13 % selon le revenu annuel). Cet écart peut s'expliquer par le poids des jeunes diplômés qui ont accédé à l'emploi en cours d'année : le revenu instantané est alors élevé alors que le revenu annuel (en moyenne mensuel) est tiré vers le bas par l'absence de ressources en début d'année.

Une analyse par rapport au seuil de pauvreté égale à 60 % de la médiane du revenu par unité de consommation laisse aussi apparaître le même type de divergences de diagnostic selon les deux concepts de revenu, mais de façon un peu atténuée (annexe 4).

## II.3.2. La présence d'enfants augmente t-il le risque de pauvreté du ménage ?

La fréquence de certaines caractéristiques chez les ménages pauvres reflète le poids de ces catégories dans l'ensemble de la population et pas forcément une association avec le risque de pauvreté. Nous avons utilisé une régression logistique afin de mettre en évidence les effets propres des différentes caractéristiques des ménages sur la probabilité d'être pauvre. Les résultats présentés dans le tableau II.5 donnent le rapport de risque - encore appelé « odd_ratio » -, toutes choses égales par ailleurs, entre chaque catégorie de ménages et une catégorie dite de référence. Pour la catégorie socioprofessionnelle de la personne de référence, la catégorie « ouvrier » a été choisie comme référence et on voit que le risque de pauvreté est plus élevé chez les exploitants agricoles et autres indépendants. Toutefois, il paraît beaucoup plus élevé selon le revenu annuel (5 fois contre 1,6 pour le revenu instantané). Par ailleurs, selon le revenu annuel, les ménages dont la personne de référence appartient à la catégorie « employé » présentent un risque de pauvreté non significativement différent de celui des ménages d'ouvriers, alors que ce risque est deux fois moins élevé (0,6) selon le revenu instantané. De façon générale, le niveau de vie annuel fait apparaître un moindre écart de risque de pauvreté entre les ouvriers et les autres catégories de salariés.

Le rapport de risque de pauvreté entre les ménages dont la personne de référence est au chômage est aussi nettement plus élevé selon le revenu instantané qu'annuel ; ce qui n'est pas surprenant puisque le chômage a plus d'impact négatif sur le revenu instantané que sur le revenu annuel. En effet, une personne au chômage au moment de l'enquête a pu occuper un emploi en début d'année, et inversement une personne en emploi a pu être au chômage quelques mois plus tôt.

Pour ce qui est de la composition du ménage, le risque de pauvreté selon le revenu annuel paraît peu différent d'une catégorie à une autre. En revanche, pour le revenu instantané, la présence d'enfant semble augmenter significativement le risque de pauvreté. Le diagnostic sur la nationalité de la personne de référence mène à des conclusions identiques selon les deux concepts de revenus : le risque de pauvreté est de l'ordre de quatre à cinq fois plus élevé chez les étrangers originaires d'un pays non CEE que chez les Français alors qu'il n'est pas significativement différent pour les originaires d'autres pays de la CEE. De façon générale, l'impact des caractéristiques individuelles sur le risque de pauvreté est plus marqué selon le revenu instantané.
<table><caption>Tableau II.4a : Répartition par type de revenu selon les caractéristiques du ménage et de la personne de référence (PR)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Ensemble des<br>ménages</th><th colspan="2">Ménages pauvres (seuil 50 %<br>revenu par UC médian)</th><th rowspan="2">Ecart de poids<br>(b)-(a)</th></tr><tr><th>Revenu<br>instantané (a)</th><th>Revenu annuel<br>(b)</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Age de la PR(1) au 31/12/94</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>17 à 24 ans</td><td>3,3</td><td>4,5</td><td>5,1</td><td>1</td></tr><tr><td>25 à 29 ans</td><td>12,1</td><td>10,7</td><td>8,5</td><td>-2</td></tr><tr><td>30 à 39 ans</td><td>29,7</td><td>21,3</td><td>24,1</td><td>3</td></tr><tr><td>40 à 49 ans</td><td>30,9</td><td>38,3</td><td>33,3</td><td>-5</td></tr><tr><td>50 a 59 ans</td><td>24,1</td><td>25,2</td><td>29,0</td><td>4</td></tr><tr><td><strong>Professions et catégories sociales</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Exploitants agricoles et petits commerçants</td><td>9,7</td><td>14,0</td><td>24,4</td><td>10</td></tr><tr><td>Cadres et prof intellectuelles independantes</td><td>14,4</td><td>1,3</td><td>5,3</td><td>4</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires</td><td>22,0</td><td>5,7</td><td>5,8</td><td>0</td></tr><tr><td>Employés</td><td>16,4</td><td>17,7</td><td>16,5</td><td>-1</td></tr><tr><td>Ouvriers</td><td>30,0</td><td>47,0</td><td>34,7</td><td>-12</td></tr><tr><td>Autres (ne sait pas, inactif, jamais travaillé)</td><td>7,5</td><td>14,3</td><td>13,3</td><td>-1</td></tr><tr><td><strong>Niveau d'études atteint par la PR</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Enseignement supérieur (tech et général)</td><td>26,5</td><td>7,8</td><td>12,8</td><td>5</td></tr><tr><td>Enseignement général: 2nd à terminale</td><td>15,1</td><td>8,3</td><td>11,4</td><td>3</td></tr><tr><td>Enseignement tech./professionnel long</td><td>9,2</td><td>14,9</td><td>11,7</td><td>-3</td></tr><tr><td>Enseignement général: 6e à 3e</td><td>19,8</td><td>16,2</td><td>16,1</td><td>0</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof, court: fin CAP</td><td>13,9</td><td>15,1</td><td>16,2</td><td>1</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof, court: Apprentissage</td><td>15,5</td><td>37,7</td><td>31,9</td><td>-6</td></tr><tr><td><strong>Occupation professionnelle PR</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>En emploi</td><td>84,7</td><td>53,4</td><td>59,7</td><td>6</td></tr><tr><td>Au chômage</td><td>7,4</td><td>31,6</td><td>26,5</td><td>-5</td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>7,9</td><td>15,0</td><td>13,8</td><td>-1</td></tr><tr><td><strong>Trajectoire d'activité depuis 12 mois</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Temps complet</td><td>64,9</td><td>25,8</td><td>17,0</td><td>-9</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois en temps partiel</td><td>4,0</td><td>6,8</td><td>4,5</td><td>-2</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois d'activité indépendante</td><td>10,1</td><td>11,3</td><td>24,3</td><td>13</td></tr><tr><td>Emploi et chômage</td><td>7,5</td><td>18,3</td><td>16,3</td><td>-2</td></tr><tr><td>Emploi et inactivité</td><td>2,8</td><td>3,7</td><td>5,0</td><td>1</td></tr><tr><td>Chômage seult/jamais travaillé</td><td>10,8</td><td>34,2</td><td>32,9</td><td>-1</td></tr><tr><td><strong>Nationalité</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Française</td><td>93,5</td><td>79,5</td><td>83,2</td><td>4</td></tr><tr><td>CEE</td><td>3,4</td><td>5,2</td><td>4,6</td><td>-1</td></tr><tr><td>Hors CEE</td><td>3,1</td><td>15,2</td><td>12,2</td><td>-3</td></tr><tr><td><strong>Nombre d'enfants du ménage</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Sans enfant</td><td>41,6</td><td>28,4</td><td>39,7</td><td>11</td></tr><tr><td>Un enfant &lt; 25ans</td><td>23,5</td><td>18,4</td><td>20,6</td><td>2</td></tr><tr><td>Deux enfants &lt; 25ans</td><td>23,1</td><td>22,3</td><td>19,8</td><td>-3</td></tr><tr><td>Trois enfants (ou plus) &lt; 25ans</td><td>11,8</td><td>30,9</td><td>19,9</td><td>-11</td></tr><tr><td><strong>Composition du ménage</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Couple ss enfant</td><td>20,3</td><td>10,9</td><td>16,8</td><td>6</td></tr><tr><td>Couple 1 enfant</td><td>19,2</td><td>10,5</td><td>13,2</td><td>3</td></tr><tr><td>Couple 2 enfantS</td><td>21,1</td><td>17,0</td><td>16,3</td><td>-1</td></tr><tr><td>Couple 3 enfants/plus</td><td>11,0</td><td>26,4</td><td>17,2</td><td>-9</td></tr><tr><td>Hom seul ss enfant</td><td>11,5</td><td>10,3</td><td>15,7</td><td>5</td></tr><tr><td>Fem seule ss enfant</td><td>9,8</td><td>7,2</td><td>7,2</td><td>0</td></tr><tr><td>Seul(e) av enfant</td><td>7,1</td><td>17,7</td><td>13,7</td><td>-4</td></tr><tr><td><strong>Adultes (&gt;= 17 ans) du ménage</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Un seul</td><td>24,4</td><td>28,3</td><td>29,6</td><td>1</td></tr><tr><td>Deux adultes</td><td>52,9</td><td>37,3</td><td>44,3</td><td>7</td></tr><tr><td>Trois adultes</td><td>14,6</td><td>14,5</td><td>13,6</td><td>-1</td></tr><tr><td>Quatre adultes et plus</td><td>8,1</td><td>19,9</td><td>12,6</td><td>-7</td></tr><tr><td><strong>Mouvement de personnes un an</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Arrivée (+départ)</td><td>8,0</td><td>9,4</td><td>7,7</td><td>-2</td></tr><tr><td>Départ sans arrivée</td><td>5,6</td><td>8,1</td><td>10,5</td><td>2</td></tr><tr><td>ni arrivée ni départ</td><td>86,5</td><td>82,5</td><td>81,9</td><td>-1</td></tr></tbody></table>

Source: Insee - Panel européen des ménages, vaque 2

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

Note : PR= Personne de référence du ménage
<table><caption>Tableau II.5 : Risque de pauvreté selon les caractéristiques du ménage</caption><thead><tr><th rowspan="3"></th><th colspan="8">Rapport de risque (a) de pauvreté</th></tr><tr><th colspan="4">seuil 50 % revenu par UC médian</th><th colspan="4">seuil 60 % revenu par UC médian</th></tr><tr><th>Revenu<br>instantané</th><th>Signi-<br>ficati-<br>vité</th><th>Revenu<br>annuel</th><th>Signi-<br>ficati-<br>vité</th><th>Revenu<br>instantané</th><th>Signi-<br>ficati-<br>vité</th><th>Revenu<br>annuel</th><th>Signi-<br>ficati-<br>vité</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="9"><strong>Age de la PR(1) au 31/12/94</strong></td></tr><tr><td>17 à 24 ans</td><td>2,9</td><td>***</td><td>2,7</td><td>***</td><td>2,8</td><td>***</td><td>3,2</td><td>***</td></tr><tr><td>25 à 29 ans</td><td>2,1</td><td>***</td><td>1,0</td><td>ns</td><td>1,8</td><td>***</td><td>1,2</td><td>ns</td></tr><tr><td>30 à 39 ans</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>40 à 49 ans</td><td>1,6</td><td>***</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,3</td><td>**</td><td>1,2</td><td>ns</td></tr><tr><td>50 a 59 ans</td><td>1,4</td><td>**</td><td>1,4</td><td>*</td><td>1,2</td><td>ns</td><td>1,3</td><td>*</td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Professions et catégories sociales</strong></td></tr><tr><td>Exploitants agricoles et petits commerçants</td><td>1,6</td><td>***</td><td>5,0</td><td>***</td><td>1,5</td><td>***</td><td>3,2</td><td>***</td></tr><tr><td>Cadres et prof intellectuelle independantes</td><td>0,1</td><td>***</td><td>0,5</td><td>***</td><td>0,1</td><td>***</td><td>0,3</td><td>***</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires</td><td>0,2</td><td>***</td><td>0,4</td><td>***</td><td>0,2</td><td>***</td><td>0,3</td><td>***</td></tr><tr><td>Employés</td><td>0,6</td><td>***</td><td>1,0</td><td>ns</td><td>0,6</td><td>***</td><td>0,8</td><td>ns</td></tr><tr><td>Ouvriers</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Autres (ne sait pas, inactif, jamais travaillé)</td><td>0,6</td><td>ns</td><td>1,5</td><td>ns</td><td>0,4</td><td>***</td><td>0,8</td><td>ns</td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Occupation actuelle</strong></td></tr><tr><td>En emploi</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Au chômage</td><td>11,6</td><td>***</td><td>5,7</td><td>***</td><td>9,8</td><td>***</td><td>6,2</td><td>***</td></tr><tr><td>Inactif</td><td>4,6</td><td>***</td><td>1,9</td><td>*</td><td>6,2</td><td>***</td><td>3,7</td><td>***</td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Nationalité</strong></td></tr><tr><td>Française</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>CEE</td><td>1,4</td><td>ns</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,5</td><td>*</td><td>1,6</td><td>*</td></tr><tr><td>Hors CEE</td><td>5,6</td><td>***</td><td>4,2</td><td>***</td><td>5,4</td><td>***</td><td>5,3</td><td>***</td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Composition du ménage</strong></td></tr><tr><td>Couple ss enfant</td><td>0,3</td><td>***</td><td>0,7</td><td>*</td><td>0,3</td><td>***</td><td>0,5</td><td>***</td></tr><tr><td>Couple 1 enfant</td><td>0,6</td><td>***</td><td>0,9</td><td>ns</td><td>0,5</td><td>***</td><td>0,8</td><td>ns</td></tr><tr><td>Couple 2 enfants</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Couple 3 enfants/plus</td><td>2,6</td><td>***</td><td>1,5</td><td>**</td><td>2,6</td><td>***</td><td>1,7</td><td>***</td></tr><tr><td>Hom seul ss enfant</td><td>0,8</td><td>ns</td><td>1,5</td><td>*</td><td>0,6</td><td>***</td><td>1,1</td><td>ns</td></tr><tr><td>Fem seule ss enfant</td><td>0,7</td><td>ns</td><td>1,0</td><td>ns</td><td>0,8</td><td>ns</td><td>1,0</td><td>ns</td></tr><tr><td>Seul(e) av enfant</td><td>3,3</td><td>***</td><td>1,7</td><td>**</td><td>2,4</td><td>***</td><td>2,1</td><td>***</td></tr><tr><td colspan="9"><strong>Mouvement affectant le ménage depuis 12 mois</strong></td></tr><tr><td>Arrivée (+ départ)</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,2</td><td>ns</td><td>1,1</td><td>ns</td></tr><tr><td>Départ sans arrivée</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,6</td><td>**</td><td>1,1</td><td>ns</td><td>1,4</td><td>ns</td></tr><tr><td>ni arrivée ni départ</td><td>ref</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

Note : PR= Personne de référence du ménage

Note de lecture : Selon le revenu instantané, le risque d'être pauvre (seuil 50 %) est, toutes choses égales par ailleurs, 1,9 fois plus élevé pour les ménages avec personne de référence âgée de 25-29 ans que pour les 30-39 ans. Ce rapport est de 1 selon le revenu annuel, soit un risque quasi-identique entre les deux population.

(a) Le rapport de risque (Odd_Ratio) d'un groupe par rapport au groupe de référence est l'exponentielle du coefficient associé à ce groupe dans la régression (modèle logit) du fait d'être pauvre sur les différentes caractéristiques du ménage.

Odd-ratio significativement différent de l'unité au seuil de : 1 % (***), 5 % (**) et 10 % (*) et non significatif (ns)
### III. La pauvreté au niveau individuel

La plupart des travaux sur la pauvreté sont menés au niveau du ménage. De fait, les caractéristiques de la personne de référence du ménage sont souvent mises en avance dans ces analyses au détriment de celles des conjoints et des enfants, par exemple. Une telle approche ne permet pas de comprendre le phénomène de pauvreté chez certaines populations, en particulier celles qui sont sous-représentées parmi les personnes de référence. C'est le cas notamment des jeunes et d'une partie importante des personnes présentes sur le marché du travail, populations pour lesquelles nous procédons ici à une analyse au niveau individuel.

#### III.1. Les travailleurs pauvres

Bien que le phénomène de pauvreté laborieuse ait toujours existé, la notion de travailleur pauvre comme objet statistique est encore récente. Nous allons donc circonscrire dans un premier temps le champ de la population qu'on peut qualifier de travailleurs pauvres. Ensuite, nous analysons la sensibilité de cette population à la mesure du niveau de vie et au concept d'activité.

##### III.1.1. Définition des travailleurs pauvres

Mesurer la population des travailleurs pauvres ne va pas de soi : cela implique en effet que l'on ait défini, au préalable, ce que l'on entend par « travailler », et ce que l'on entend par « être pauvre ». On se contentera ici d'évoquer les nombreuses questions que cette définition peut ouvrir.

La première a trait à la définition de la pauvreté. Celle-ci est a priori multidimensionnelle comme l'ont souligné plusieurs travaux (un numéro triple 308-309-310 d'Economie et statistique a notamment été consacré à la pauvreté en 1997). On peut ainsi distinguer pauvreté d'existence, pauvreté monétaire ou pauvreté subjective (Lollivier Verger, 1997). Même si l'on se restreint comme ici, à la pauvreté monétaire, il se pose la question du type de revenu à prendre en compte<fnref n="18" />, du seuil de pauvreté à retenir, de période de référence de ce revenu et de la définition des unités de consommation. Les choses se complexifient encore plus ici dans la mesure où on traite de l'individu et non pas du ménage au niveau duquel sont habituellement analysés les phénomènes de pauvreté. Si on peut savoir la contribution de chaque individu aux ressources du ménage, on ne connaît pas la part de ce revenu dont il peut avoir usage.

La deuxième difficulté que soulève la mesure de la pauvreté laborieuse a trait à la notion de travailleur. Doit-on considérer qu'une personne « travaille » dès lors qu'elle occupe un emploi à un instant donné, ou faut-il qu'elle ait passé un temps suffisamment long en situation d'emploi ? Comment considérer les périodes de recherche d'emploi ? La définition de « working poor » (littéralement « travailleur pauvre ») adoptée par les économistes américains est fondée sur cette dernière hypothèse : les « working poor » sont des personnes<fnref n="19" /> qui ont passé au moins la moitié de l'année sur le marché du travail - dans l'emploi ou à la recherche d'un emploi - et qui vivent dans un ménage pauvre<fnref n="20" />.

<footnote n="18">¹⁸ Dans Insee-Synthèse « Revenus et patrimoine des ménages » (2001), plusieurs variantes sont envisagées dont celle prenant en compte les loyers fictifs.</footnote>

<footnote n="19">¹⁹ Certains auteurs considèrent le volume total du travail fourni par l'ensemble des membres du ménage (Iceland J.,2001).</footnote>

<footnote n="20">²⁰ « Persons who devoted more than half of the year to working or looking for work and who lived in families below the official poverty level », B.W.Klein & P.L.Rones, Monthly Labor Review, Oct. 1989.</footnote>
Cette définition constitue un point de départ commode. Elle ne peut toutefois pas être importée sans quelques adaptations : d'abord parce que la pauvreté est évaluée aux Etats-Unis par référence à un seuil absolu officiel<fnref n="21" />, qui n'est évidemment pas transposable en France ; dans ce qui suit, on adopte, comme dans de nombreux travaux sur la pauvreté, un seuil relatif calculé à partir du revenu médian par unité de consommation. D'autre part, la structure du chômage est très différente en France, et d'ailleurs plus largement en Europe, en particulier en raison du chômage de longue durée, quasi-inexistant aux Etats-Unis (encadré 4). Aussi, pour ne pas faire l'amalgame entre les chômeurs de longue durée et les personnes connaissant des alternances entre emploi et chômage, on distinguera d'une part, les « actifs pauvres », soit les personnes présentes sur le marché du travail (occupées ou à la recherche d'un emploi) au moins la moitié de l'année et vivant dans un ménage pauvre et d'autre part les « travailleurs pauvres », c'est-à-dire les actifs pauvres qui ont occupé un emploi au moins un mois au cours de l'année. Les « chômeurs pauvres » sont ceux des actifs pauvres qui ne sont pas classés parmi les travailleurs pauvres.

Cette distinction entre actifs pauvres est aussi susceptible d'améliorer le ciblage des politiques de lutte contre la pauvreté. La lutte contre la pauvreté des travailleurs peut mettre plus d'accent sur les conditions de travail, notamment la politique salariale et l'incitation ou non au travail. Compte tenu des difficultés que les chômeurs de longue durée éprouvent à obtenir un emploi, ces politiques ne peuvent les toucher que très partiellement.

### III.1.2. Sensibilité de l'estimation des actifs et travailleurs pauvres aux concepts de revenus et d'activité

Pour définir les « actifs et les travailleurs pauvres », la référence annuelle à la participation au marché du travail peut se justifier par la nécessité de cohérence entre le référentiel du revenu (généralement annuel) et la période de présence sur le marché du travail. Toutefois, même avec un revenu mensuel, il serait réducteur de ne retenir que le mois de l'enquête pour définir la participation au marché du travail : on exclurait alors les personnes ponctuellement en inactivité (sans emploi et n'en recherchant pas) à la suite de la perte d'un emploi, par exemple, et inclurait des personnes occasionnellement présentes sur le marché du travail. Or une partie des revenus mensuels (plus spécifiquement des prestations sociales) est calculée à partir des conditions d'activité et des revenus au cours des mois précédents (le montant du RMI par exemple dépend des ressources des trois derniers mois). La référence à l'année permettrait ainsi de tenir compte de la stabilité des situations en imposant une durée minimale de présence sur le marché du travail ou d'occupation effective d'un emploi. Nous analysons dans un premier temps les estimations relatives au revenu instantané, qui seront par la suite confrontées aux résultats issus du revenu annuel.

Sur la base d'un critère d'activité défini comme six mois de présence sur le marché du travail au cours des douze derniers mois, et avec un seuil de pauvreté égal à 60 % du revenu par unité de consommation, 3,7 millions de personnes présentes sur le marché du travail étaient des actifs pauvres en France en octobre 1994, soit environ six individus pauvres sur dix et 15 % de l'ensemble des personnes vérifiant les mêmes conditions de présence sur le marché du travail (tableaux III.1a et III.1b). En imposant une présence continue de douze mois sur le marché du travail, le nombre d'actifs pauvres (à seuil de pauvreté constant) diminuerait d'environ 7 %, soit 250000 individus en moins. Inversement, des conditions plus souples sur la durée de présence sur le marché du travail donneraient un nombre d'actifs pauvres plus élevé.

<footnote n="21">²¹ Qui a fait d'ailleurs l'objet de nombreuses critiques (notamment sur son mode initial de construction -qui date des années 60-, et sur le mécanisme de ré-évaluation) ; récemment, voir par exemple « Playing by the rules but losing the game : America's Working Poor », G.Acs, K.Ross Phillips, & D.McKenzie, *The Urban Institute*, May 2000. Les travailleurs pauvres en France, JM. Hourriez, France Portrait social, 2001.</footnote>
Encadré 4 : Les travailleurs pauvres en Europe et aux Etats-Unis :
l'effet de la structure du chômage

Les variations d'effectifs de travailleurs pauvres observées plus haut, en fonction des critères retenus, soulignent la difficulté à adopter une définition pour cette population. Par ailleurs, les évolutions futures de la population des travailleurs pauvres, ainsi que les comparaisons avec d'autres pays vont dépendre de la définition adoptée. Sur ce dernier point on peut noter qu'une définition portant uniquement sur la participation au marché du travail couvre aux Etats Unis une population plus proche de l'emploi effectif qu'elle ne l'est en France. En effet, le taux de chômage en 1993 par exemple, était deux fois plus important en France (12,5 %) qu'aux Etats-Unis (6 %), et la part de chômeurs de longue durée trois fois plus élevée (58 contre 20 % pour les chômeurs de six mois et plus). Le graphique montre par ailleurs que les autres pays européens (sauf la Suède et l'Autriche) sont plus proches de la France en terme de part de chômeurs de longue durée alors que le Canada est plus proche des Etats Unis (graphique 1).

Une définition « européenne » combinant présence sur le marché du travail et
occupation effective d'un emploi aboutirait à une population de travailleurs pauvres plus
proche de l'emploi et plus comparable aux populations nord-américaines.

<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Graphique 1 : Chômage et part du chômage de longue durée: Europe et Amérique du Nord</figcaption></figure>

Source : OCDE « The OECD Jobs Study », 1996

En considérant l'occupation effective d'un emploi au lieu de la participation au marché du travail, on obtient un nombre de travailleurs pauvres beaucoup plus bas à nombre de mois de présence donné. Il serait par exemple de 2,5 millions si on exige six mois minimum d'occupation d'un emploi (au lieu de 3,7 millions pour six mois de participation au marché du travail). En définitive le nombre de travailleurs pauvres varie pratiquement du simple au double entre une définition très restrictive exigeant douze mois d'occupation effective d'un emploi (2,1 millions) et une définition plus souple requérant seulement un mois de présence sur le marché du travail (3,9 millions).

Enfin, un seuil de pauvreté à 50 % de la médiane du revenu par unité de consommation donnerait, pour 6 mois de présence sur le marché du travail 2,1 millions de travailleurs pauvres, soit 40 % inférieur à celui observé au seuil de 60 %.
Toutefois, la part des actifs pauvres parmi l'ensemble des pauvres ne baisserait que faiblement (passant de 60 % à 57 %). Par la suite, on supposera qu'un actif pauvre est une personne qui a été présente sur le marché du travail au moins la moitié de l'année et qu'un travailleur pauvre est un actif pauvre qui a en plus occupé un emploi au moins un mois.

<table><caption>Tableau III.1a : Seuil de pauvreté, durée de participation au marché du travail ou durée d'emploi et effectif des actifs pauvres (Revenu instantané du ménage)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Vit dans un ménage pauvre<br>(seuil de 50 %)</th><th colspan="2">Vit dans un ménage pauvre<br>(seuil de 60 %)</th></tr><tr><th>Effectifs<br>(milliers)</th><th>Taux de<br>participation<br>(%)</th><th>Effectifs<br>(milliers)</th><th>Taux de<br>participation<br>(%)</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5"><strong>A participé au marché du travail (nov 1993 - oct 1994)</strong></td></tr><tr><td>12 mois</td><td>1999</td><td>53,1</td><td>3403</td><td>55,8</td></tr><tr><td><strong>Au moins 6 mois</strong></td><td><strong>2149</strong></td><td><strong>57,0</strong></td><td><strong>3660</strong></td><td><strong>60,0</strong></td></tr><tr><td>Au moins 3 mois</td><td>2255</td><td>59,9</td><td>3800</td><td>62,3</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois</td><td>2391</td><td>63,5</td><td>3991</td><td>65,4</td></tr><tr><td><strong>N'a pas participé au marché du travail au<br>moins un mois</strong></td><td>1376</td><td>36,5</td><td>2110</td><td>34,6</td></tr><tr><td colspan="5"><strong>A occupé un emploi (nov 1993 - oct 1994)</strong></td></tr><tr><td>12 mois</td><td>1032</td><td>27,4</td><td>2041</td><td>33,5</td></tr><tr><td><strong>Au moins 6 mois</strong></td><td><strong>1341</strong></td><td><strong>35,6</strong></td><td><strong>2545</strong></td><td><strong>41,7</strong></td></tr><tr><td>Au moins 3 mois</td><td>1531</td><td>40,6</td><td>2857</td><td>46,8</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois</td><td>1778</td><td>47,2</td><td>3179</td><td>52,1</td></tr><tr><td><strong>N'a pas occupé d'emploi au moins un mois</strong></td><td>1989</td><td>52,8</td><td>2922</td><td>47,9</td></tr><tr><td><strong>Total</strong></td><td><strong>3767</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>6101</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 1, Octobre 1994

Champ : Individus de 17 ans à 60 ans en 1994 non étudiant

Note : 3,8 millions de pauvres (seuil de 50%) parmi lesquels 2,1 (56,7%) ont participé au marché du travail pendant 6 mois au moins entre nov 93 et oct 94

Les estimations fondées sur le revenu annuel donnent des effectifs d'actifs pauvres nettement plus faibles que ceux obtenus avec le revenu instantané : 1,8 million au seuil de pauvreté de 50 % de la médiane du revenu par unité de consommation (contre 2,1 millions sur la base du revenu instantané) et 3 millions au seuil de 60 % (contre 3,7 millions). Ce résultat provient essentiellement de la baisse générale du taux de pauvreté avec le concept de revenu annuel. En effet, le taux de participation des pauvres au marché du travail, de même que la fréquence d'occupation d'un emploi change peu avec le concept de revenu.
<table><caption>Tableau III.1b : Seuil de pauvreté, durée de participation au marché du travail ou durée d'emploi et effectif des actifs pauvres (Revenu annuel)</caption><thead><tr><th rowspan="2">(nov 1993 - oct 1994)</th><th colspan="2">Vit dans un ménage pauvre<br>(seuil de 50 %)</th><th colspan="2">Vit dans un ménage pauvre<br>(seuil de 60 %)</th></tr><tr><th>Effectifs<br>(milliers)</th><th>Taux de<br>participation (%)</th><th>Effectifs<br>milliers)</th><th>Taux de<br>participation (%)</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>A participé au marché du travail</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>12 mois</td><td>1723</td><td>53,4</td><td>2819</td><td>54,4</td></tr><tr><td><strong>Au moins 6 mois</strong></td><td><strong>1842</strong></td><td><strong>57,1</strong></td><td><strong>3041</strong></td><td><strong>58,6</strong></td></tr><tr><td>Au moins 3 mois</td><td>1934</td><td>60,0</td><td>3164</td><td>61,0</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois</td><td>2068</td><td>64,1</td><td>3373</td><td>65,0</td></tr><tr><td><strong>N'a pas participé au marché du travail au moins un mois</strong></td><td>1156</td><td>35,9</td><td>1816</td><td>35,0</td></tr><tr><td><strong>A occupé un emploi</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>12 mois</td><td>961</td><td>29,8</td><td>1702</td><td>32,8</td></tr><tr><td><strong>Au moins 6 mois</strong></td><td><strong>1142</strong></td><td><strong>35,4</strong></td><td><strong>2028</strong></td><td><strong>39,1</strong></td></tr><tr><td>Au moins 3 mois</td><td>1312</td><td>40,7</td><td>2295</td><td>44,3</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois</td><td>1547</td><td>48,0</td><td>2641</td><td>50,9</td></tr><tr><td><strong>N'a pas occupé d'emploi au moins un mois</strong></td><td>1677</td><td>52,0</td><td>2545</td><td>49,1</td></tr></tbody><tfoot><tr><td><strong>Total</strong></td><td><strong>3224</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>5186</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr></tfoot></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 1, Octobre 1994

Champ : Individus de 17 ans à 60 ans en 1994 non étudiant

Note : 3,2 millions de pauvres (seuil de 50%) parmi lesquels 1,8 millions (56,7%) ont participé au marché du travail pendant 6 mois au moins entre nov 93 et oct 94

On constate, au vu du seuil de pauvreté à 50 % du revenu instantané par unité de consommation, qu'un actif pauvre sur quatre est chômeur (tableau III.2). Au seuil de pauvreté égal à 60 % on constate sans surprise que cette proportion est plus faible. Les personnes en emploi ayant en moyenne des revenus plus élevés, les chômeurs ne représentent plus qu'un actif pauvre sur cinq. Si on considère le revenu annuel, la répartition des actifs pauvres entre travailleurs et chômeurs reste à peu près la même. Toutefois, la part des chômeurs a tendance à être un peu plus importante qu'avec le revenu instantané.

<table><caption>Tableau III.2 : Travailleurs pauvres et chômeurs pauvres selon le type de revenu du ménage</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Revenu instantané</th><th colspan="2">Revenu annuel</th></tr><tr><th>Effectifs<br>(milliers)</th><th>Répartition<br>(%)</th><th>Effectifs<br>(milliers)</th><th>Répartition<br>(%)</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5"><strong>Seuil de pauvreté : 50 % de la médiane du revenu par unité de consommation</strong></td></tr><tr><td>Travailleurs pauvres : Présent 6 mois ou plus<br>dont au moins un mois d'emploi</td><td>1632</td><td>75,9</td><td>1390</td><td>75,4</td></tr><tr><td>Chômeurs pauvres : Présents 6 mois ou plus et<br>jamais en emploi</td><td>517</td><td>24,1</td><td>453</td><td>24,6</td></tr><tr><td><strong>Actifs pauvres : Travailleurs et chômeurs<br>pauvres</strong></td><td><strong>2149</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>1843</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr><tr><td colspan="5"><strong>Seuil de pauvreté : 60 % de la médiane du revenu par unité de consommation</strong></td></tr><tr><td>Travailleurs pauvres : Présent 6 mois ou plus<br>dont au moins un mois d'emploi</td><td>2981</td><td>81,4</td><td>2419</td><td>79,5</td></tr><tr><td>Chômeurs pauvres : Présents 6 mois ou plus et<br>jamais en emploi</td><td>679</td><td>18,6</td><td>622</td><td>20,5</td></tr><tr><td><strong>Actifs pauvres : Travailleurs et chômeurs<br>pauvres</strong></td><td><strong>3660</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>3041</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 1, Octobre 1994

Champ : Individus de 17 ans à 60 ans en 1994 ayant été présents sur le marché du travail 6 mois de novembre 93 à octobre 94, et appartenant à un ménage dont la personne de référence n'est pas étudiante
### III.1.3. La moitié des actifs pauvres selon le revenu instantané ne le sont pas selon le revenu annuel

Lorsqu'on s'intéresse aux situations individuelles, on constate une forte hétérogénéité individuelle vis à vis de la pauvreté selon le concept de revenu. En effet, les individus définis comme pauvres selon le revenu instantané ne le sont pas toujours selon le revenu annuel ; c'est le cas de la moitié des actifs pauvres. Ce qui n'est pas surprenant dans la mesure où le revenu instantané se refère au moment de l'enquête et le revenu annuel à une période plus longue. Certains ménages ayant bénéficié des revenus salariaux en début d'année ont pu faire face au chômage au moment de l'enquête. Inversement, un ménage ayant subi plusieurs mois de chômage de ses membres en début d'année a pu être interviewé au moment du rétablissement de sa situation financière.

Du fait de ces changements de situations par rapport à l'emploi, le diagnostic est plus concordant pour les chômeurs pauvres que pour les travailleurs pauvres : plus de deux tiers de chômeurs pauvres (seuil de pauvreté à 50%) selon le revenu instantané le sont encore selon le revenu annuel (tableau III.3). En revanche, moins de la moitié des travailleurs pauvres selon le premier concept de revenu le sont encore par rapport au revenu annuel. Ce résultat peu intuitif vient sans doute du fait que des travailleurs pauvres (selon le revenu instantané) ne sont pas en emploi au moment où ils sont enquêtés. Pour les travailleurs pauvres selon le revenu instantané et non-pauvres selon l'autre concept, le niveau de vie selon ce second concept reste relativement bas : il est inférieur à 60 % de la médiane pour un tiers d'entre eux et ne dépasse la médiane que pour une personne sur dix.

Au seuil de pauvreté de 60%, le diagnostic des situations individuelles est un peu plus concordant, mais les divergences restent importantes : un peu plus de la moitié (52%) des travailleurs pauvres selon le revenu instantané le sont encore selon le revenu annuel, et pour ceux qui ne sont plus définis comme pauvres, 14% seulement bénéficient d'un niveau de vie dépassant le niveau médian.

<table><caption>Tableau III.3 : Niveau de vie annuel des actifs pauvres selon le revenu instantané</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="5">Niveau de vie selon le revenu annuel<br>(proportion de la médiane du revenu par UC)</th></tr><tr><th>&lt;0.5</th><th>0.5-0.6</th><th>0.6-1.0</th><th>&gt; 1.0</th><th>Total</th></tr></thead><tbody><tr><th>Travailleurs pauvres</th><td>42.2</td><td>18.4</td><td>33.2</td><td>6.2</td><td>100.0</td></tr><tr><th>Chômeurs pauvres</th><td>66.8</td><td>16.4</td><td>16.3</td><td>0.5</td><td>100.0</td></tr><tr><th>Ensemble (Actifs pauvres)</th><td>49.0</td><td>17.9</td><td>28.5</td><td>4.6</td><td>100.0</td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 1, Octobre 1994

Champ : Individus de 17ans à 60 ans en 1994 ayant été présents sur le marché du travail 6 mois de novembre 93 à octobre 94, et appartenant à un ménage pauvre selon le revenu instantané, et dont la personne de référence n'est pas étudiante

### III.1.4. Le profil des actifs pauvres

Pour les deux concepts de revenus, le profil des actifs pauvres corrobore celui des ménages pauvres. On peut noter en particulier que les ouvriers constituent la catégorie la plus représentée parmi les travailleurs pauvres (annexe 5). Mais que cette sur-représentation est plus marquée avec le revenu instantané selon lequel deux pauvres sur cinq (44%) sont ouvriers, et beaucoup moins marquée selon le revenu annuel puisque leur poids est alors de 14 points plus bas. Inversement, les personnes exerçant une activité indépendante sont plus représentées parmi les travailleurs pauvres selon le revenu annuel. On constate également que la part des personnes appartenant à une famille nombreuse est plus forte parmi les travailleurs pauvres selon le revenu instantané que selon le revenu annuel. Le profil des travailleurs pauvres est présenté ici juste pour mettre en évidence sa sensibilité au concept de revenu. Des analyses complémentaires sur l'hétérogénéité de ce profil, notamment selon les trajectoires d'activité, sont développées dans d'autres travaux (N. Legendre et C. Lagarenne, 2001 et P. Breuil, S. Ponthieux, JP. Zoyem, à paraître).
### III.2. La pauvreté des jeunes de 19-24 ans

Un jeune est considéré comme pauvre s'il vit dans un ménage dont le niveau de vie est inférieur au seuil de pauvreté. Comme dans les parties précédentes, on considérera deux concepts de revenu afin de mieux apprécier la sensibilité du diagnostic de la pauvreté des jeunes au choix du concept de revenu. Notons que la pauvreté des jeunes est particulièrement difficile à appréhender du fait de la forte instabilité de leur situation vis à vis de l'emploi et du logement. C'est en raison de ces difficultés que nous avons jusqu'à présent exclu de notre analyse les ménages dont la personne de référence est étudiante. En considérant ici tous les jeunes y compris ces derniers, nous cherchons à mettre en évidence ces difficultés qui sont généralement soulignées dans des études, mais rarement vérifiées.

Diverses situations familiales ou professionnelles susceptibles d'influer sur l'exposition des jeunes à la pauvreté peuvent être identifiées. On peut notamment regrouper les jeunes en combinant leur mode d'habitation et leur situation par rapport au marché du travail. Ainsi un jeune peut être étudiant, chômeur<fnref n="22" /> ou en emploi et résider ou non chez ses parents. Compte tenu de transitions fréquentes à ces âges entre les études et le marché du travail, et des alternances entre emploi et chômage, nous avons aussi caractérisé les jeunes par leur trajectoire sur le marché du travail au cours des douze derniers mois. On distingue ainsi les situations stables d'emploi ou d'études, et les situations plus instables marquées par des transitions entre emploi et chômage ou formation et emploi<fnref n="23" />. L'analyse porte sur les quatre vagues du Panel, soit 6149 observations<fnref n="24" />.

#### III.2.1. Une exposition à la pauvreté contrastée selon la situation sur le marché du travail et le mode de logement

L'exposition à la pauvreté paraît plus fréquente chez les jeunes de 19-24 ans que dans l'ensemble de la population qu'on la mesure à partir du revenu sur l'année ou du revenu instantané. En effet, selon le revenu au cours des 12 derniers mois, 15 % des 19-24 ans (contre 11 % de l'ensemble de la population) vivent dans un ménage pauvre (tableau III.4). Toutefois, la prise en compte de la situation vis-à-vis du marché du travail et du mode de logement met en évidence des groupes de jeunes très inégalement exposés à la pauvreté : les jeunes en logement autonome et ceux qui ne travaillent pas sont fortement exposés. Mesurée à partir du revenu au cours des 12 derniers mois, la proportion de pauvres est deux fois plus élevée chez les jeunes chômeurs que dans l'ensemble de la population (21 % contre 11 %). La situation des étudiants semble, en première analyse proche de celle des chômeurs (18 % sont pauvres), mais masque en fait une forte disparité selon le mode de cohabitation : un étudiant sur dix habitant chez les parents contre près de la moitié de ceux en logement autonome sont pauvres. En revanche, avec un taux de pauvreté inférieur à 10 %, les jeunes occupant un emploi apparaissent comme la catégorie la moins exposée.

<footnote n="22">²² Dans notre analyse, les situations d'inactivité (hors études), peu fréquentes par ailleurs, sont assimilées au chômage.</footnote>

<footnote n="23">²³ La structure de cette population par rapport au mode de logement et à la situation par rapport au marché du travail est stable au cours des quatre vagues. Environ un tiers des jeunes vivent en logement autonome. Les étudiants représentent environ 45 % des jeunes contre 37% pour les travailleurs.</footnote>

<footnote n="24">²⁴ Un même jeune est alors compté pour chacune des quatre vagues où il est présent et vérifie la condition d'âge, soit quatre fois pour celui qui avait entre 19 et 21 ans à la première vague et une seule fois pour celui qui était âgé de 24 ans.</footnote>
<table><caption>Tableau III.4 : Taux de pauvreté des jeunes (19-24 ans) selon la situation par rapport à l'emploi</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Revenu annuel</th><th colspan="3">Revenu instantané</th></tr><tr><th>Ensemble</th><th>Chez les parents</th><th>Logement autonome</th><th>Ensemble</th><th>Chez les parents</th><th>Logement autonome</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="7"><strong>Statut d'occupation à la date de l'enquête</strong></td></tr><tr><td>Etudiants</td><td>18,4</td><td>11,0</td><td>46,5</td><td>23,8</td><td>16,4</td><td>52,2</td></tr><tr><td>En emploi</td><td>8,5</td><td>8,8</td><td>8,2</td><td>9,8</td><td>12,7</td><td>6,6</td></tr><tr><td>Au chômage/ inactifs non étudiant</td><td>21,1</td><td>21,1</td><td>20,9</td><td>28,7</td><td>29,7</td><td>26,8</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Statut d'occupation sur les 12 derniers mois</strong></td></tr><tr><td>Toujours en emploi</td><td>5,7</td><td>6,6</td><td>4,9</td><td>8,5</td><td>11,7</td><td>5,8</td></tr><tr><td>Emploi et chômage</td><td>12,8</td><td>12,9</td><td>12,7</td><td>19,4</td><td>23,3</td><td>14,0</td></tr><tr><td>Emploi et inactivité</td><td>13,9</td><td>10,1</td><td>22,4</td><td>14,9</td><td>14,7</td><td>15,5</td></tr><tr><td>Etudes ou jamais en emploi</td><td>20,0</td><td>13,8</td><td>40,9</td><td>25,1</td><td>18,8</td><td>46,6</td></tr><tr><td><strong>Ensemble des jeunes</strong></td><td><strong>15,3</strong></td><td><strong>12,2</strong></td><td><strong>21,5</strong></td><td><strong>19,6</strong></td><td><strong>17,8</strong></td><td><strong>23,4</strong></td></tr><tr><td><strong>Ensemble de la population</strong></td><td><strong>10,6</strong></td><td></td><td></td><td><strong>12,8</strong></td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

Les 4 vagues du panel ont été empilées : un jeune est compté pour chacune des vagues où il est présent

Champ :Ensemble des jeunes en ménages ordinaires

Source : Insee - Panel européen des ménages, vagues 1 à 4

### III.2.2. Un taux de pauvreté élevé mais surestimé pour les étudiants autonomes

Une difficulté du diagnostic de la pauvreté des jeunes, commune à la plupart des enquêtes auprès des ménages, tient au fait que les données disponibles ne permettent pas de valoriser les ressources non monétaires, notamment les aides en nature apportées par les parents aux jeunes en logement autonome<fnref n="25" />. Or ces ressources peuvent constituer un apport substantiel. Une étude portant sur les jeunes de moins de 30 ans montre ainsi que la consommation des biens offerts par la famille ou l'entourage permet de faire des économies substantielles pour un étudiant autonome sur deux, un tiers de jeunes chômeurs et 30 % des jeunes en emploi. De plus, 12 % d'étudiants autonomes et 8 % des autres jeunes sont logés gratuitement (Herpin-Verger 1997). La non valorisation des aides en nature conduira de ce fait à surestimer la pauvreté des jeunes ménages et notamment des ménages étudiants<fnref n="26" />.

La pauvreté, évaluée à partir des seules ressources financières perçues au cours des 12 derniers mois, touche ainsi près de la moitié des ménages étudiants en logements autonomes. Pour ces ménages dont l'un au moins des membres est étudiant, les revenus sont constitués essentiellement des aides financières des parents : ils sont quatre sur cinq à déclarer bénéficier de ces aides et celles-ci contribuent en moyenne pour près de la moitié au niveau de vie des ménages étudiants (47 %). Avec une contribution moyenne de 29 %, les salaires (issus du travail de l'étudiant, de son conjoint ou d'un ami cohabitant) représentent la seconde source de revenu des ménages d'étudiants<fnref n="27" /> : trois sur cinq en bénéficient. Les aides au logement sont aussi fréquentes que les salaires dans les ménages d'étudiants, mais contribuent moitié moins en moyenne au niveau de vie. Les bourses qui touchent moins d'un tiers d'étudiants ont une contribution moyenne plus faible (9 % des ressources).

<footnote n="25">²⁵ Dans le panel européen, il est simplement demandé aux membres du ménage le montant des transferts financiers en provenance de leur famille, au cours des 12 derniers mois. Ces montants n'incluent dont pas les cadeaux ni les aides en nature (mise à disposition d'un logement ou d'un véhicule, repas pris chez les parents...).</footnote>

<footnote n="26">²⁶ L'accès à l'autonomie de logement des jeunes ne garantit toutefois pas toujours l'existence de transferts familiaux. On peut notamment évoquer le cas des étudiants qui quittent une famille peu aisée financièrement pour mener des études éloignées du lieu de résidence de ces derniers et ceux qui les quittent sur fond de désaccords. Dans ces deux cas, il y aura bien cohérence entre les revenus déclarés par le jeune et le niveau de vie de son ménage. Ces situations sont cependant assez peu fréquentes, 4 ménages étudiants sur 5 déclarant bénéficier de transferts monétaires de sa famille.</footnote>

<footnote n="27">²⁷ On définit comme étudiants ceux qui ont déclaré comme occupation actuelle « Etudiant, élève en formation ou en stage rémunéré, militaire du contingent ». Un étudiant peut notamment exercer une activité professionnelle régulière parallèlement à ses études.</footnote>
En logement autonome, les jeunes étudiants apparaissent plus pauvres que les jeunes chômeurs : moins âgés en moyenne et se consacrant essentiellement à la poursuite de leur formation initiale, les étudiants ont moins souvent occupé d'emploi que les chômeurs et ont donc perçu des revenus d'activité plus faibles<fnref n="28" />. Deux chômeurs sur cinq en logement autonome ont occupé un emploi, à titre d'activité principale, pendant au moins un mois au cours des douze derniers mois, contre environ un étudiant sur dix. Ce résultat peut aussi s'expliquer par un effet de structure, les chômeurs en logement autonome cohabitant plus fréquemment que les étudiants avec un conjoint en emploi (66% des chômeurs contre 20% des étudiants).

Les jeunes étudiants hébergés par les parents apparaissent en revanche relativement protégés contre la pauvreté: ils ne sont que 11 % à être pauvres. La prise en compte du revenu des parents dans l'indicateur de pauvreté conjugué à la sur-représentation des milieux aisés dans la population étudiante contribue à expliquer ce résultat. Deux jeunes étudiants hébergés sur cinq (42 %) le sont dans un ménage où la personne de référence (leur père ou mère) est cadre ou de catégorie profession intermédiaire. C'est le cas pour seulement un quart des jeunes en emploi et un cinquième des chômeurs.

### III.3.3. Une pauvreté peu fréquente pour les jeunes en emploi

Pour les jeunes en emploi, le taux de pauvreté évalué à partir du revenu au cours des 12 derniers mois, semble peu différent selon qu'ils habitent chez les parents ou en logement autonome (8,8 % contre 8,2 %)<fnref n="29" />. En revanche, le diagnostic est sensiblement différent si l'on considère le revenu instantané plutôt que le revenu sur l'année : la pauvreté est deux fois plus fréquente chez les jeunes en emploi hébergés par leurs parents que chez leurs homologues en logement autonome : 12,7 % contre 6,6 %. La pauvreté des jeunes en emploi et en logement autonome est en effet moins répandue lorsqu'elle est mesurée par le revenu mensuel que par le revenu au cours des 12 derniers mois (6,6 % contre 8,2 %) alors que c'est le rapport inverse qui s'observe pour l'ensemble de la population (12,8 % d'individus pauvres avec le revenu mensuel contre 10,6 % avec le revenu sur 12 mois).

Ce résultat illustre le sensibilité du diagnostic sur la pauvreté au choix du concept de revenu pour des populations en phase de transition sur le marché du travail. En effet, un tiers des jeunes en logement autonome et en emploi au moment de l'enquête étaient en cours d'études ou au chômage pendant les premiers mois de l'année. Ainsi, leur niveau de vie instantané reflète bien leur revenu d'activité alors que le niveau de vie sur l'année correspond à une moyenne dans laquelle les revenus d'activité des premiers mois de l'année sont nuls. L'analyse de la pauvreté selon le statut d'occupation sur les douze derniers mois conforte d'ailleurs cette hypothèse. Seuls les jeunes autonomes ayant connu inactivité et emploi voient leur taux de pauvreté baisser lorsque qu'on le calcule à partir du revenu instantané (il passe de 22 % avec le revenu sur 12 mois à 15 %).

Ce résultat ne s'observe pas en revanche dans le cas des jeunes en emploi hébergés par les parents. D'une part, leurs revenus sont dilués dans l'ensemble des revenus du ménage (les jeunes hébergés en emploi ne contribuent que de 22 % en moyenne au

<footnote n="28">²⁸ La trajectoire d'activité principale décrite ici exclut les « petits boulots » qu'occupent souvent les étudiants et ne prend en compte que les emplois réguliers. Les revenus de ces « petits boulots » sont en revanche comptabilisés dans les ressources.</footnote>

<footnote n="29">²⁹ Cette comparaison est toutefois, assez délicate dans la mesure où elle oppose d'une part le niveau de vie des jeunes autonomes constitué uniquement de ses revenus personnels (et éventuellement de son conjoint), et d'autre part le niveau de vie des parents des jeunes hébergés alors qu'on ne connaît pas la part de revenu du ménage à laquelle ces jeunes ont accès.</footnote>
niveau de vie du ménage au cours des 12 derniers mois<fnref n="30" />). D'autre part il n'est pas exclu que certains parents interrogés sur le revenu mensuel du ménage ne considérent pas spontanément les revenus des jeunes hébergés comme ressources du ménage, la plupart des jeunes percevant des revenus depuis peu (la moitié étaient en études ou au chômage au cours des premiers mois de l'année).

Plus généralement, les jeunes toujours en emploi au cours des douze derniers mois apparaissent plus souvent pauvres lorsqu'ils sont hébergés chez les parents. Plusieurs éléments d'explication peuvent être avancés. Il est possible que ce résultat s'explique par un effet de sélection lié au niveau des revenus d'activité et à la situation économique des parents : le jeune reste chez les parents tant que ses revenus d'activité ne lui permettent pas de créer un nouveau foyer autonome. Pour les jeunes issues de familles aisées, les revenus d'activité peuvent être complétés par les parents afin d'accélérer l'autonomie, si celle-ci n'était pas déjà acquise dès la période de scolarité. Inversement, un jeune de famille plus modeste peut, malgré un revenu d'activité non négligeable, voir son autonomie de logement retardée si les éventuels bailleurs sont plus exigeants sur la situation financière de la personne se portant caution. Dans le cas du revenu mensuel, l'omission de revenus de certains membres du ménage pourrait aussi expliquer une exposition apparente à la pauvreté plus forte pour les jeunes hébergés. On note en effet que les écarts de taux de pauvreté entre jeunes hébergés et autonomes sont beaucoup plus importants selon le revenu instantané.

### III.3.4. Un taux de pauvreté élevé et peu sensible au mode de cohabitation pour les jeunes chômeurs

Evalué à partir du revenu au cours des 12 derniers mois, le taux de pauvreté des jeunes au chômage est très élevé (plus d'un chômeur sur cinq, soit le double de celui observé dans l'ensemble de la population) et peu sensible au mode de cohabitation. Les chômeurs hébergés sont dans l'ensemble assez âgés (22 ans en moyenne). Il s'agit donc vraisemblablement de jeunes éprouvant des difficultés d'accès à une autonomie de logement, du fait de leurs faibles ressources, ou ayant renoncé, suite à des difficultés d'insertion professionnelles, à une autonomie antérieurement acquise. Les difficultés rencontrées par ces jeunes ne signifient pas nécessairement qu'ils n'ont pas connu d'épisodes d'emploi sur la période récente : deux chômeurs sur cinq ont occupé un emploi au cours des douze derniers mois avant d'être au chômage (37 % pour les hébergés et 41 % pour les autonomes). Toutefois, ces emplois généralement de courte durée ne leur permettent pas souvent d'acquérir des droits à l'assurance chômage : 18 % des chômeurs hébergés et 32 % des chômeurs en logement autonome ont bénéficié d'une allocation chômage au cours de l'année.

Le niveau de pauvreté plus élevé de ces jeunes chômeurs par rapport à celui des étudiants hébergés par leurs parents résulte notamment d'effet de sélection. Les jeunes au chômage sont plus fréquemment issus de familles modestes. Plus de la moitié d'entre eux sont dans un logement dont la personne de référence (père ou mère) appartient à la catégorie socioprofessionnelle ouvrier (38 %) ou employé (16 %). Ces taux sont respectivement de 25 % et 12 % pour les étudiants hébergés par les parents.

La structure des revenus des ménages des chômeurs est essentiellement constituée de ressources propres : les salaires y contribuent pour près de trois cinquièmes en moyenne annuelle, les allocations de chômage pour 10 %. Les contributions des aides au logement et des aides de la famille sont très modestes : 8 % et 6 % respectivement. Seulement un quart de chômeurs contre quatre étudiants autonomes sur cinq bénéficient de cette aide de la famille. Cette faible implication des familles

<footnote n="30">³⁰ Cette estimation est faite à partir de l'ensemble des revenus du ménage sur l'année. La contribution des jeunes en emploi est certainement plus élevée sur le revenu instantané. Cependant il n'est pas possible de faire ce calcul à partir du panel puisque le revenu instantané a été déclaré globalement pour l'ensemble du ménage.</footnote>
auprès des jeunes chômeurs résulte vraisemblablement des difficultés financières rencontrées par les familles dont ils sont issus. Toutefois, il ne nous est pas possible de le vérifier à partir des données du panel ; la situation du ménage d'origine n'étant pas connue pour les jeunes qui étaient déjà en logement autonome à la première vague de l'enquête (deux tiers des ménages autonomes). D'aurte travaux ont permis de montrer que les enfants de cadres sont deux fois plus souvent aidés que ceux d'ouvriers (Paugam, Zoyem, 1997).

En définitive, les jeunes chômeurs apparaissent comme le groupe le plus vulnérable économiquement. En effet, le manque de ressources propres les contraint à rester avec des parents eux même en difficultés économiques. Et lorsqu'ils sont autonomes, l'absence de revenus d'activité n'est compensée ni par les allocations chômage – 40 % seulement en bénéficient -, ni par des aides financières de la famille – trois quarts n'en bénéficient pas. Bien que les étudiants en logements autonomes paraissent plus souvent pauvres, il n'est pas évident de donner un sens à leur pauvreté tant que l'estimation du niveau de vie ne valorise pas convenablement les aides en nature. Ils bénéficient trois fois (81 %) plus souvent que les chômeurs des aides financières de la famille. Or, il est vraisemblable que les aides en nature surpassent dans certains cas les aides financières, notamment quand les parents prennent directement en charge le loyer.
Conclusion

Cette étude a permis de mettre en évidence les conditions dans lesquelles le diagnostic de la pauvreté est sensible ou non à la mesure du niveau de vie. Elle a notamment montré qu'il n'est pas nécessaire de tenir compte des mouvements de personnes entre ménages pour diagnostiquer la pauvreté et les inégalités sur l'ensemble de la population. Ce qui implique pour le statisticien un gain de temps important dans l'estimation du niveau de vie, sachant qu'il ne prendra en compte ces mouvements que si le diagnostic porte sur une sous population susceptible de connaître d'importants mouvements entre ménages.

Par ailleurs, l'ampleur des différences de diagnostic observées entre le niveau de vie instantané et le niveau de vie annuel souligne la nécessité de combiner plusieurs mesures du niveau de vie pour le ciblage des populations prioritaires des politiques de redistribution des revenus. Les populations pauvres selon le niveau de vie instantané et annuel pourraient être considérées comme le « premier cercle » de la pauvreté, alors que celles qui seraient pauvres selon une mesure et non pauvres selon l'autre mesure constituerait le « second cercle ». Ainsi, en 1994, 6,5 % de ménages peuvent être classés dans le premier cercle et 8,5 % dans le second, soit au total 15 % de ménages classés comme pauvres selon l'une ou l'autre des deux mesures.

Ces différences de diagnostics soulignent également, dans le cadre des politiques sectorielles destinées à améliorer les conditions de vie des catégories spécifiques de populations, la difficulté d'allocation des ressources publiques. A supposer qu'une enveloppe financière soit à distribuer aux différentes catégories de ménages en fonction de leur poids parmi les pauvres, la part destinée aux ménages d'exploitants agricoles et commerçants, par exemple, serait de l'ordre de 25 % selon le revenu annuel et de 15 % seulement selon le revenu instantané.
Références bibliographiques

Ansieau D., C. Cases, C. Chambaz (1997), « Le panel communautaire des ménages », Courrier des statistiques, n° 83-84.

Breuil P., S. Ponthieux, JP. Zoyem (2002), « Les actifs pauvres : trajectoires sur le marché du travail et caractéristiques familiales », Economie et statistique, à paraître.

Chambaz C., JM. Saunier, H. Valdelièvre (1997), « Méthodologie du Panel européen de ménages : Exploitation des données de la vague 2 du fichier français », Insee-Document de travail de la DSDS, n°9715

Fleurbaey M., Lollivier S. (1994), "La mesure des inégalités : Abrégé théorique et calcul pratique", Insee-Document de travail du CREST, n°9408bis

Fofack H., Zeufack A. (2000) "Dynamics of Income Inequality in Thailand: Evidence from Household Pseudo-Panel Data" DECRG, Processed, The World Bank

Hourriez JM., L. Olier (1997), « Niveau de vie et taille du ménage : estimation d'une échelle d'équivalence », Economie et statistique, n°308-309-310.

Herpin N., D. Verger (1997), « Les étudiants, les autres jeunes, leur famille et la pauvreté », Economie et statistique, n°308-309-310.

Paugam S., J.P. Zoyem (1997), « Le soutien financier de la famille : une forme essentielle de la solidarité », Economie et statistique, n°308-309-310.

Iceland J. (2001), "Poverty Working Families: New Insights from an Improved Poverty Measure, Social Science Quarterly, n°82:2

Insee-Synthèse « Revenus et patrimoine des ménages », n°47, éd. 2000-2001

Insee (1997), « Mesurer la pauvreté aujourd'hui », Economie et statistique, n°308-309-310.

Kim M. (1998), « Are the Working Poor Lazy? », Challenge vol. 41, n°3, May/June 1998, pp. 85-99.

Klein B.W. & P.L.Rones (1989), « A profile of the working poor », Monthly Labor Review, Oct.

Lollivier S., D. Verger (1997), « Pauvreté d'existence, monétaire ou subjective sont distinctes », Economie et statistique, n°308-309-310.

Lagarenne C., N. Legendre (2000), « Les travailleurs pauvres en France : facteurs individuels et familiaux », Economie et statistique, n°335.

Lollivier S. (1997), « Modèles univariés et modèles de durée sur données individuelles », Insee - Document de travail 'Méthodologie Statistique', n°9702.
# Annexe 1 : Le Panel européen des ménages

Le courrier des statistiques n° 83-84 de décembre 1997 présente le panel européen des ménages comme « une source européenne harmonisée sur le revenu et les conditions de vie des personnes et des ménages, permettant d'appréhender en évolution les implications sociales du marché unique. Il constitue un instrument de suivi de phénomènes de précarité, et autorise une analyse approfondie des situations de transition : école-emploi, emploi-chômage, chômage-emploi, emploi-retraite, etc. Il apporte un complément dynamique aux enquêtes ménages nationales traitant de sujets analogues. » (Ansieau, Cases, Chambaz, 1997). Cette présentation souligne les larges possibilités d'analyse qu'offre ce panel européen lancé en 1994 à la demande d'Eurostat.

La première vague a été réalisée dans les douze pays membres de l'Union en 1994 : Allemagne, Belgique, Danemark, Espagne, France, Grèce, Irlande, Italie, Luxembourg, Pays-Bas, Portugal, Royaume-Uni. L'Autriche (1995) et la Finlande (1996) s'y sont ultérieurement ajoutées. La Suède ne s'est pas associée puisque son système statistique intègre de très larges possibilités d'exploitation des fichiers administratifs lui permettant de répondre aux demandes d'Eurostat.

Initialement programmé pour une durée de trois ans, le panel communautaire de ménages a été prolongé pour atteindre une durée totale de huit ans.

Les questionnaires de l'enquête varient d'un pays à l'autre pour tenir compte des spécificités nationales. Toutefois, les pays participant au panel obéissent à un cahier des charges commun qui comprend entre autres les points suivants.

- L'échantillon aléatoire doit couvrir l'ensemble du territoire national et être représentatif au niveau II de la NUTS, nomenclature des unités territoriales statistiques (la région pour la France; les DOM-TOM sont exclus du champ de l'enquête). Les individus composant les ménages tirés l'année 1 doivent être suivis pendant toute la durée du panel.

- L'enquête est organisée en vagues annuelles.

- La collecte s'effectue en face à face. La formation des enquêteurs ainsi que les instructions qui leur sont données s'appuient sur des règles standardisées. Les entretiens de proximité (remplacement, en cas de refus de réponse, d'un ménage tiré au sort par un ménage de mêmes caractéristiques) sont déconseillés.

## La partie française du panel

Les données des quatre premières vagues françaises sont aujourd'hui disponibles. Sur les 9619 ménages ordinaires enquêtés en première vague, 7344 ont répondu, soit un taux de réponse de 76 %. Ils comptent 18 915 personnes (individus-panel car devant être suivis sur l'ensemble des vagues du panel) dont 14 524 âgés de 17 ans et plus. 14 330 personnes parmi ces derniers ont répondu à l'enquête.

En 1995, 12 986 individus-panel appartenant à 6 722 ménages ont répondu à l'enquête. Le taux d'attrition (rapport entre nombre d'individus-panel n'ayant pas répondu et le nombre d'individus-panel qui avaient répondu l'année d'avant) est de 9,4%. 300 personnes vivant avec des individus-panel ont également répondu à l'enquête.

En 1996, 13 052 adultes (dont 12 533 adultes panel) appartenant à 6 601 ménages ont répondu à l'enquête.
En 1997 (en vague 4), le nombre de ménages répondants diminue fortement : 6,4 % contre 1,8 % entre la vague 2 et la vague 3. Au lancement du Panel, les enquêtés avaient été prévenus qu'il ne durerait que trois ans. Entre temps il a été décidé de prolonger cette durée. Certains enquêtés ont donc pu avoir le sentiment d'avoir été trompés, ce qui pourrait expliquer, en partie, cette mauvaise performance.

Deux calendriers mensuels associées à l'enquête permettent de renseigner d'une part, la situation des individus de 17 ans et plus vis à vis de l'emploi et d'autre part de recueillir des informations sur la nature et les montants de revenus perçus par les membres du ménage. Le contenu du calendrier de perception des revenus est présenté dans la partie du papier consacrée aux revenus annuels.

## Le calendrier d'activité dans le panel

Un calendrier d'activité permet de connaître mois par mois depuis janvier 1993, les situations professionnelles des individus âgés de 17 ans et plus la première année de l'enquête. On sait pour ceux qui ont un emploi s'il s'agit d'une activité salariée ou non, en CDI ou en CDD, et à temps complet ou à temps partiel. L'existence des activités secondaires ou épisodiques est aussi connue. Les formes de l'inactivité sont spécifiées (retraite ou préretraite, études initiales, service national, autres études, maladie). Pour les périodes de chômage, le nombre de jours de chômage dans le mois est connu, de même que le mois où on a pu avoir une offre, mais qui n'a pas abouti.

Ce calendrier est particulièrement complexe et détaillé avec notamment un nombre de situations possibles beaucoup plus élevé que dans l'enquête Emploi. Par ailleurs, dans le panel européen, deux situations peuvent être recueillies pour un mois donné (par exemple le chômage et l'emploi si l'enquêté a connu ces deux situations). Pour être utilisable, ce calendrier a fait l'objet de corrections spécifiques (Breuil, Ponthieux, Zoyem, 2000). L'optique retenue pour la construction des trajectoires d'activité a été de résumer l'ensemble des situations déclarées un mois donné en une seule, ce qui permet d'aboutir facilement à des calendriers mensuels d'activité (mais a l'inconvénient par exemple de ne pas permettre de tenir compte de certaines situations ayant peu duré).

Des informations plus détaillées sont données sur la situation par rapport à l'emploi au moment de l'enquête. On connaît en particulier les conditions d'exercice de l'emploi actuel et les efforts de recherche d'un emploi pour les chômeurs.
Annexe 2 : Illustration des difficultés d'exploitation du calendrier de perception de revenu

Le tableau A2.1 (page suivante) présente trois situations types extraites du calendrier de revenus de la vague 2 qui illustrent ce problème de période de référence pour les revenus du ménage. Tous ces ménages ont été enquêtés pour la vague 2 du panel en octobre 1995. Les membres du premier ménage M1 n'ont déclaré que des revenus perçus jusqu'en septembre. Il est donc relativement aisé de déterminer la moyenne mensuelle des revenus de ce ménage en divisant le montant total déclaré par neuf. Pour le second ménage M2, en revanche, on ne peut pas dire que les revenus portent sur neuf mois, ni sur dix mois. En effet, l'individu M2i2 a déclaré son salaire (code 11) jusqu'en octobre et l'allocation familiale (code 61) jusqu'en septembre. On pourrait imaginer qu'il y a eu interruption de l'allocation familiale en octobre ; seulement, en vérifiant à la troisième vague on s'aperçoit qu'elle a bien été perçue jusqu'à la fin de l'année. Plus généralement, pour les ménages interrogés le même mois on dispose des revenus jusqu'au mois précédent pour tous, et une partie des revenus du mois courant pour certains. L'analyse du calendrier de perception de revenus permet de mettre en lumière l'ampleur de cette hétérogénéité des périodes de référence de revenus entre ménages.

Le tableau A3.2 présente pour les ménages interrogés en octobre 1995 (vague 2) le nombre de sources de revenus cochés dans le calendrier de revenus en septembre ou en octobre. On constate que près de trois quarts de ces ménages ne déclarent aucun revenu en octobre alors que la quasi-totalité (98 %) en a déclaré pour septembre. Pour estimer le revenu mensuel moyen perçu par les membres du ménage, on pourrait donc envisager de rapporter la somme des montants déclarés sur le nombre de mois de janvier au mois de l'enquête (ce dernier inclus si des revenus y sont déclarés et exclu sinon). Seulement, cette solution n'est pas satisfaisante puisque les revenus déclarés pour le mois en cours ne constituent pour certains ménages qu'une partie des revenus qu'ils auront perçus à la fin du mois. En effet, près des deux tiers de ceux qui déclarent une seule source de revenus en octobre en avaient déclaré deux au moins en septembre<fnref n="31" />.

<table><caption>Tableau A3.2 : Nombre de revenus cochés par ménage (enquêté en octobre) en septembre et octobre 1995</caption><thead><tr><th rowspan="2">Nombre de revenus cochés en octobre</th><th rowspan="2">Répartition (%)</th><th colspan="6">Nombre de revenus cochés en septembre</th></tr><tr><th>aucun</th><th>un</th><th>deux</th><th>trois</th><th>quatre ou plus</th><th>Ensemble des ménages</th></tr></thead><tbody><tr><td>aucun</td><td>72,9</td><td>2,7</td><td>25,1</td><td>41,3</td><td>21,2</td><td>9,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td>un</td><td>14,6</td><td>0,9</td><td>37,5</td><td>25,7</td><td>24,0</td><td>12,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td>deux</td><td>8,5</td><td>0,0</td><td>0,5</td><td>67,3</td><td>20,3</td><td>12,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td>trois</td><td>2,8</td><td>0,0</td><td>0,0</td><td>1,5</td><td>74,8</td><td>23,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td>quatre ou plus</td><td>1,3</td><td>0,0</td><td>0,0</td><td>1,7</td><td>5,1</td><td>93,2</td><td>100,0</td></tr><tr><td><strong>Répartition (%)</strong></td><td><strong>100,0</strong></td><td><strong>2,1</strong></td><td><strong>23,9</strong></td><td><strong>39,6</strong></td><td><strong>22,8</strong></td><td><strong>11,7</strong></td><td><strong>100</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vagues 2

Champ : Ensemble des ménages enquêtés en octobre 1995

Note de lecture : 8,5% de ménages ont déclaré deux sources de revenus en octobre. 67,3% d'entre eux avaient déclaré le même nombre de revenus en septembre alors que 20,3 % en avaient déclaré trois sources.

<footnote n="31">³¹ Quelques cas marginaux constituent évidemment des interruptions effectives de revenus en septembre.</footnote>
<table><caption>Tableau A3.1 : Extrait du calendrier revenu du panel européen des ménages
(Revenus de 1995)</caption><thead><tr><th>Ménage</th><th>Individu</th><th>Code revenu</th><th>M01</th><th>M02</th><th>M03</th><th>M04</th><th>M05</th><th>M06</th><th>M07</th><th>M08</th><th>M09</th><th>M10</th><th>M11</th><th>M12</th><th>Montant revenu</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 2</strong></td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td></td><td>77 074</td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td></td><td>102 930</td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i2</td><td>61</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td>5 730</td></tr><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 3</strong></td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>109 205</td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>130 809</td></tr><tr><td>Ménage M1</td><td>M1i2</td><td>63</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>6 685</td></tr><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 2</strong></td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td></td><td>83 700</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>55 000</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i2</td><td>61</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>5 985</td></tr><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 3</strong></td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>111 600</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i1</td><td>15</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>7 500</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>72 000</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i2</td><td>14</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>9 000</td></tr><tr><td>Ménage M2</td><td>M2i2</td><td>61</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>7 980</td></tr><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 2</strong></td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td></td><td>81 000</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td></td><td></td><td>14 200</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i3</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>63 750</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i3</td><td>74</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>3 700</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i4</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>48 000</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i4</td><td>32</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td></td><td></td><td>3 208</td></tr><tr><td colspan="16"><strong>Enquête vague 3</strong></td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i1</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>125 286</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i2</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>22 415</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i3</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>89 657</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i3</td><td>74</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>4 134</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i4</td><td>11</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td></td><td>66 876</td></tr><tr><td>Ménage M3</td><td>M3i4</td><td>32</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>X</td><td>X</td><td>X</td><td>18 854</td></tr></tbody></table>
Une estimation alternative du revenu mensuel moyen du ménage

Pour l'estimation du revenu mensuel moyen on aurait aussi pu recourir au revenu de l'année civile déclaré à la vague suivante de l'enquête (au lieu de ceux des premiers mois de l'année). Mais cette solution intéressante par sa simplicité présente plusieurs inconvénients. D'abord, il faut attendre une année pour disposer des informations relatives à ce revenu. De plus, les biais de mémoire et d'attrition liés à cette approche seraient difficilement maîtrisables. Le biais de mémoire pourrait être important, l'information étant recueillie avec 10 à 22 mois de retard. Le rapprochement des calendriers de revenus de 1995 déclaré en vague 2 et en vague suivante fait ressortir des incohérences qui tendent à confirmer l'existence de ce biais de mémoire. Pour l'individu M1i2 (tableau I.3) du ménage M1 le revenu de code 63 (APJE<sup>32</sup>) déclaré en vague 3 est bien le même que le revenu de code 61 (Allocation familiale) déclaré en vague 1. A cette incohérence de remplissage de code revenu s'ajoute une différence dans le remplissage des mois de perception : elle commence en avril pour la vague 2 et deux mois plus tard en vague 3. Pour le ménage M3, on observe des différences importantes entre les montants de revenus déclarés pour les mêmes mois de perception. L'individu M3i4 déclare les mêmes mois de perception de salaire pour des montants de 48.000 en vague 2 et 66.876 en vague 3. Dans ces situations d'incohérences de déclarations, on ne sait pas a priori quelle est l'information erronée, mais il est vraisemblable que l'erreur porte plus souvent sur celle qui est recueillie avec une année de retard.

En utilisant les revenus de l'année civile courante, les résultats seraient également dépendants de l'attrition : les analyses pour la vague courante ne porteraient plus que sur les ménages qui ont été à nouveau enquêtés à la vague suivante. Soit pour la première vague 6516 ménages re-enquêtés en vague 2 au lieu de 7344. Cela serait d'autant plus préjudiciable à la qualité des résultats que l'attrition est un phénomène sélectif (notamment, elle touche plus les ménages à bas revenus). De plus, pour les ménages restants, on n'aurait pas les revenus des personnes parties et ne se retrouvant pas dans un autre ménage de l'échantillon<sup>33</sup>. Ce qui sous-estimerait le niveau de vie de ces ménages puisque des personnes seraient comptées comme charges alors que leurs revenus ne sont pas pris en compte.

<footnote n="32"><sup>32</sup> APJE=Allocation pour jeune enfant</footnote>

<footnote n="33">33 On peut toutefois les estimer à partir de ce qu'ils ont déclaré pour les mois précédant l'enquête à la vague courante, ce qui nécessiterait aussi de faire des hypothèses sur leur revenus des derniers mois de l'année.</footnote>
Annexe 3 :
Déclaration instantanée et risque d'omissions de revenus

Il n'est pas possible de repérer dans le panel les ménages qui ont omis de tenir compte d'une ressource financière dans le revenu instantané. Toutefois, l'écart relatif entre le niveau de vie instantané et le niveau de vie annuel peut nous renseigner sur le risque d'omissions (ou de sous-estimation) pour les différentes catégories. On peut considérer que les deux niveaux de vie sont équivalents si cet écart est compris dans l'intervalle [-5%, +5%], qu'il y a un risque élevé de sous-estimation du revenu instantané si l'écart est inférieur à -20 % et un risque élevé de sur-estimation s'il est supérieur à 20 %. On constate qu'il y a équivalence entre les deux revenus pour un tiers de ménages, un risque de sous-estimation deux fois plus importants que le risque de sur-estimation (18 % contre moitié moins). De façon générale, le niveau de vie instantané est inférieur de plus de 5 % pour la moitié des ménages et supérieur de plus de 5 % pour moins d'un ménage sur cinq (18 %). Toutefois, ces proportions varient fortement selon le nombre d'adultes (apporteurs potentiels de ressources) du ménage : l'équivalence entre les deux revenus est deux fois plus fréquente parmi les ménages d'un adulte (41 %) que parmi ceux qui en comptent quatre. Inversement, le risque de sous-estimation est trois fois plus élevé chez ces derniers (36 %) que chez les premiers (13 %).

Le tableau A4 montre que le niveau de vie instantané est équivalent au niveau de vie annuel (écart compris entre -5 et +5 %) pour un tiers de ménages, inférieur à -5% pour la moitié (dont -20 % pour un ménage sur cinq). Cependant, les situations sont très contrastées selon le type de mouvement de personnes qu'a connu le ménage et selon la trajectoire d'activité de la personne de référence au cours des douze derniers mois.

Pour les ménages qui ont connu une naissance d'enfant, le niveau de vie instantané est quasiment toujours inférieur au niveau de vie annuel : l'écart est inférieur à -20% pour près de la moitié d'entre eux (45 %) et inférieur à -5% pour huit ménages sur dix. Les revenus supplémentaires liés à la naissance d'un enfant (Allocations familiales, Allocation de logement, etc.) ne suffirraient donc pas souvent à compenser la baisse du niveau de vie due à cet événement. Outre la prise en charge des besoins du nouveau né, le retrait d'un parent du marché du travail suite à cette naissance peut aussi engendrer une perte de revenus plus apparente sur le revenu instantané. Pour les mises en couple, les écarts supérieurs à 5% sont presque aussi nombreux que ceux en deçà de -5%. De même, dans les cas de séparations conjugales ou de départs d'enfants, on observe des fréquences relatives élevées d'écarts aussi bien négatifs que positifs.

En ce qui concerne la trajectoire d'activité de la personne de référence du ménage, on constate que les écarts entre les niveaux de vie instantané et annuel sont d'autant plus faibles que la situation sur le marché du travail est stable. L'écart est compris entre -5 et +5% pour 37 % des ménages dont la personne de référence a été continûment en emploi à temps complet contre 28 % lorsqu'elle a été tout le temps sans emploi et seulement 17 % lorsqu'elle a connu à la fois l'emploi et le chômage.
<table><caption>Tableau A3 : Ecart entre les niveaux de vie instantané et annuel</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="6">Ecart niveaux de vie (Instantané - Annuel avec mouvements)</th></tr><tr><th>&lt; - 20%</th><th>-20 à -5%</th><th>- 5 à 5%</th><th>5 à 20%</th><th>20 % et plus</th><th>Total</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="7"><strong>Mouvements entre ménages</strong></td></tr><tr><td>Mise en couple</td><td>13,0</td><td>22,3</td><td>33,1</td><td>10,0</td><td>21,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Naissance et autres arrivées</td><td>44,8</td><td>35,0</td><td>11,2</td><td>2,0</td><td>7,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Séparation/Divorce</td><td>14,8</td><td>22,8</td><td>23,9</td><td>23,0</td><td>15,6</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Départs : enfants majeurs et autres</td><td>20,7</td><td>23,0</td><td>23,4</td><td>15,0</td><td>17,9</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Ni arrivée, ni départ</td><td>17,4</td><td>32,0</td><td>34,3</td><td>8,3</td><td>8,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td colspan="7"><strong>Trajectoire d'activité depuis 12 mois pour la personne de référence</strong></td></tr><tr><td>Temps complet</td><td>14,5</td><td>35,1</td><td>37,4</td><td>8,1</td><td>5,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois en temps partiel</td><td>19,5</td><td>35,3</td><td>26,7</td><td>9,2</td><td>9,4</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois d'activité indépendante</td><td>23,6</td><td>19,6</td><td>24,4</td><td>7,7</td><td>24,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Emploi et chômage</td><td>32,1</td><td>21,8</td><td>16,5</td><td>16,6</td><td>13,0</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Emploi et inactivité</td><td>22,0</td><td>23,0</td><td>21,1</td><td>6,6</td><td>27,4</td><td>100,0</td></tr><tr><td>Chômage seult/jamais travaillé</td><td>27,1</td><td>25,8</td><td>28,7</td><td>6,7</td><td>11,7</td><td>100,0</td></tr><tr><td><strong>Ensemble</strong></td><td><strong>18,5</strong></td><td><strong>31,2</strong></td><td><strong>32,7</strong></td><td><strong>8,6</strong></td><td><strong>9,0</strong></td><td><strong>100,0</strong></td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ :Ensemble des ménages (sauf ceux dont la personne de référence est étudiante)
Annexe 4 : Profils de ménages pauvres

<table><caption>Tableau A4: Répartition par type de revenu selon les caractéristiques du ménage et de la personne de référence (PR)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Ensemble des ménages</th><th colspan="2">Ménages pauvres (seuil 60 % revenu par UC médian)</th><th rowspan="2">Ecart de poids (b)-(a)</th></tr><tr><th>Revenu instantané (a)</th><th>Revenu annuel (b)</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Age de la PR(1) au 31/12/94</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>17 à 24 ans</td><td>3.3</td><td>4.4</td><td>4.8</td><td>0</td></tr><tr><td>25 à 29 ans</td><td>12.1</td><td>11.5</td><td>10.2</td><td>-1</td></tr><tr><td>30 à 39 ans</td><td>29.7</td><td>24.4</td><td>23.9</td><td>-1</td></tr><tr><td>40 à 49 ans</td><td>30.9</td><td>35.1</td><td>33.9</td><td>-1</td></tr><tr><td>50 à 59 ans</td><td>24.1</td><td>24.6</td><td>27.3</td><td>3</td></tr><tr><td><strong>Professions et catégories sociales</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Exploitants agricoles et petits commerçants</td><td>9.7</td><td>14.4</td><td>19.1</td><td>5</td></tr><tr><td>Cadres et prof intellectuelle independantes</td><td>14.4</td><td>2.1</td><td>4.3</td><td>2</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires</td><td>22.0</td><td>6.3</td><td>6.6</td><td>0</td></tr><tr><td>Emplovés</td><td>16.4</td><td>18.0</td><td>17.3</td><td>-1</td></tr><tr><td>Ouvriers</td><td>30.0</td><td>46.2</td><td>39.2</td><td>-7</td></tr><tr><td>Autres (ne sait pas, inactif, jamais travaillé)</td><td>7.5</td><td>13.0</td><td>13.5</td><td>0</td></tr><tr><td><strong>Niveau d'études atteint par la PR</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Enseignement supérieur (tech et général)</td><td>26.5</td><td>6.8</td><td>10.7</td><td>4</td></tr><tr><td>Enseignement général: 2nd à terminale</td><td>15.1</td><td>11.2</td><td>11.5</td><td>0</td></tr><tr><td>Enseignement tech./professionnel long</td><td>9.2</td><td>14.8</td><td>14.0</td><td>-1</td></tr><tr><td>Enseignement général: 6e à 3e</td><td>19.8</td><td>19.6</td><td>16.9</td><td>-3</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof. court: fin CAP</td><td>13.9</td><td>15.2</td><td>15.6</td><td>0</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof. court: Apprentissage</td><td>15.5</td><td>32.4</td><td>31.3</td><td>-1</td></tr><tr><td><strong>Occupation professionnelle PR</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>En emploi</td><td>84.7</td><td>61.4</td><td>61.8</td><td>0</td></tr><tr><td>Au chômage</td><td>7.4</td><td>24.8</td><td>23.7</td><td>-1</td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>7.9</td><td>13.9</td><td>14.6</td><td>1</td></tr><tr><td><strong>Trajectoire d'activité depuis 12 mois</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Temps complet</td><td>64.9</td><td>32.9</td><td>24.0</td><td>-9</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois en temps partiel</td><td>4.0</td><td>6.3</td><td>5.8</td><td>-1</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois d'activité indépendante</td><td>10.1</td><td>12.3</td><td>18.8</td><td>6</td></tr><tr><td>Emploi et chômage</td><td>7.5</td><td>16.5</td><td>16.3</td><td>0</td></tr><tr><td>Emploi et inactivité</td><td>2.8</td><td>3.6</td><td>4.6</td><td>1</td></tr><tr><td>Chômage seuls/jamais travaillé</td><td>10.8</td><td>28.5</td><td>30.6</td><td>2</td></tr><tr><td><strong>Nationalité</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Française</td><td>93.5</td><td>82.6</td><td>82.6</td><td>0</td></tr><tr><td>CEE</td><td>3.4</td><td>5.6</td><td>5.6</td><td>0</td></tr><tr><td>Hors CEE</td><td>3.1</td><td>11.9</td><td>11.8</td><td>0</td></tr><tr><td><strong>Nombre d'enfants du ménage</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Sans enfant</td><td>41.6</td><td>29.6</td><td>35.2</td><td>6</td></tr><tr><td>Un enfant &lt; 25ans</td><td>23.5</td><td>18.7</td><td>21.5</td><td>3</td></tr><tr><td>Deux enfant &lt; 25ans</td><td>23.1</td><td>23.5</td><td>21.0</td><td>-2</td></tr><tr><td>Trois enfants (ou plus) &lt; 25ans</td><td>11.8</td><td>28.3</td><td>22.2</td><td>-6</td></tr><tr><td><strong>Composition du ménage</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Couple ss enfant</td><td>20.3</td><td>12.2</td><td>14.6</td><td>2</td></tr><tr><td>Couple 1 enfant</td><td>19.2</td><td>11.9</td><td>13.8</td><td>2</td></tr><tr><td>Couple 2 enfant</td><td>21.1</td><td>19.8</td><td>17.7</td><td>-2</td></tr><tr><td>Couple 3 enfant/plus</td><td>11.0</td><td>24.7</td><td>19.3</td><td>-5</td></tr><tr><td>Hom seul ss enfant</td><td>11.5</td><td>9.3</td><td>12.3</td><td>3</td></tr><tr><td>Fem seule ss enfant</td><td>9.8</td><td>8.1</td><td>8.3</td><td>0</td></tr><tr><td>Seul(e) av enfant</td><td>7.1</td><td>14.0</td><td>14.1</td><td>0</td></tr><tr><td><strong>Adultes (&gt;= 17 ans) du ménage</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Un seul</td><td>24.4</td><td>25.0</td><td>28.1</td><td>3</td></tr><tr><td>Deux adultes</td><td>52.9</td><td>42.4</td><td>43.4</td><td>1</td></tr><tr><td>Trois adultes</td><td>14.6</td><td>16.1</td><td>14.8</td><td>-1</td></tr><tr><td>Quatre adultes et plus</td><td>8.1</td><td>16.6</td><td>13.7</td><td>-3</td></tr><tr><td><strong>Mouvement de personnes un an</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>100.0</strong></td><td><strong>0</strong></td></tr><tr><td>Arrivee (+depart)</td><td>8.0</td><td>9.7</td><td>8.2</td><td>-2</td></tr><tr><td>Depart sans arrivee</td><td>5.6</td><td>7.1</td><td>8.9</td><td>2</td></tr><tr><td>Arrivee ni depart</td><td>86.5</td><td>83.2</td><td>82.9</td><td>0</td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ : Ménages dont la personne de référence est âgée de 17 à 60 ans, n'est pas étudiante

Note : PR= Personne de référence du ménage
Annexe 5 : Profils d'actifs pauvres

<table><caption>Tableau A5 : Répartition par type de revenu selon les caractéristiques du ménage et de la personne de référence (PR)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Ensemble des individus</th><th colspan="2">Individu pauvres (seuil 50 % revenu par UC médian)</th><th rowspan="2">Ecart de poids (b)-(a)</th></tr><tr><th>Revenu instantané (a)</th><th>Revenu annuel (b)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Age de la PR(1) au 31/12/94</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>17 à 24 ans</td><td>9,3</td><td>17,9</td><td>13,1</td><td>-5</td></tr><tr><td>25 à 29 ans</td><td>13,8</td><td>13,2</td><td>11,6</td><td>-2</td></tr><tr><td>30 à 39 ans</td><td>28,2</td><td>20,5</td><td>24,0</td><td>3</td></tr><tr><td>40 à 49 ans</td><td>27,9</td><td>31,3</td><td>28,8</td><td>-2</td></tr><tr><td>50 à 59 ans</td><td>20,9</td><td>17,1</td><td>22,5</td><td>5</td></tr><tr><td>Professions et catégories sociales</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>Exploitants agricoles et petits commerçants</td><td>7,8</td><td>15,6</td><td>26,7</td><td>11</td></tr><tr><td>Cadres et prof intellectuelle independantes</td><td>9,8</td><td>1,0</td><td>4,9</td><td>4</td></tr><tr><td>Professions intermédiaires</td><td>18,4</td><td>5,5</td><td>5,2</td><td>0</td></tr><tr><td>Employés</td><td>25,1</td><td>27,4</td><td>25,8</td><td>-2</td></tr><tr><td>Ouvriers</td><td>22,3</td><td>43,6</td><td>30,0</td><td>-14</td></tr><tr><td>Autres (ne sait pas. inactif, jamais travaillé)</td><td>16,6</td><td>7,0</td><td>7,4</td><td>0</td></tr><tr><td>Niveau d'études atteint par la PR</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>Enseignement supérieur (tech et général)</td><td>25,1</td><td>7,4</td><td>11,9</td><td>4</td></tr><tr><td>Enseignement général: 2nd à terminale</td><td>15,6</td><td>11,7</td><td>14,1</td><td>2</td></tr><tr><td>Enseignement tech./professionnel long</td><td>10,3</td><td>15,4</td><td>13,5</td><td>-2</td></tr><tr><td>Enseignement général: 6e à 3e</td><td>20,0</td><td>18,5</td><td>17,7</td><td>-1</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof, court: fin CAP</td><td>12,7</td><td>17,5</td><td>17,6</td><td>0</td></tr><tr><td>Enseignement tech./prof, court : Apprentissage fin CAP</td><td>16,4</td><td>29,4</td><td>25,3</td><td>-4</td></tr><tr><td>Occupation professionnelle PR</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>En emploi</td><td>74,4</td><td>61,4</td><td>67,7</td><td>6</td></tr><tr><td>Au chômage</td><td>10,3</td><td>37,1</td><td>30,3</td><td>-7</td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>15,3</td><td>1,5</td><td>2,0</td><td>1</td></tr><tr><td>Trajectoire d'activité depuis 12 mois</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>Temps complet</td><td>49,8</td><td>23,5</td><td>15,5</td><td>-8</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois en temps partiel</td><td>8,8</td><td>12,6</td><td>9,7</td><td>-3</td></tr><tr><td>Au moins 1 mois d'activité indépendante</td><td>8,2</td><td>13,4</td><td>27,5</td><td>14</td></tr><tr><td>Emploi et chômage</td><td>8,7</td><td>23,2</td><td>18,9</td><td>-4</td></tr><tr><td>Emploi et inactivité</td><td>4,5</td><td>3,7</td><td>5,0</td><td>1</td></tr><tr><td>Chômage seult/jamais travaillé</td><td>20,0</td><td>23,8</td><td>23,4</td><td>0</td></tr><tr><td>Nationalité</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>Française</td><td>94,0</td><td>82,6</td><td>85,7</td><td>3</td></tr><tr><td>CEE</td><td>3,1</td><td>4,4</td><td>4,0</td><td>0</td></tr><tr><td>Hors CEE</td><td>2,9</td><td>13,1</td><td>10,3</td><td>-3</td></tr><tr><td>Composition du ménage</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>Couple ss enfant</td><td>21,4</td><td>9,7</td><td>15,8</td><td>6</td></tr><tr><td>Couple 1 enfant</td><td>23,1</td><td>12,4</td><td>17,6</td><td>5</td></tr><tr><td>Couple 2 enfant</td><td>24,2</td><td>21,5</td><td>21,3</td><td>0</td></tr><tr><td>Couple 3 enfant/plus</td><td>13,8</td><td>33,4</td><td>20,7</td><td>-13</td></tr><tr><td>Hom seul ss enfant</td><td>6,2</td><td>5,8</td><td>9,8</td><td>4</td></tr><tr><td>Fem seule ss enfant</td><td>5,1</td><td>3,1</td><td>3,1</td><td>0</td></tr><tr><td>Seul(e) av enfant</td><td>6,1</td><td>14,0</td><td>11,8</td><td>-2</td></tr><tr><td>Position dans le foyer</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0</td></tr><tr><td>PR d'un couple</td><td>36,2</td><td>39,4</td><td>39,7</td><td>0</td></tr><tr><td>Conjoint de PR</td><td>37,4</td><td>20,1</td><td>24,8</td><td>5</td></tr><tr><td>Homme sans conjoint</td><td>6,4</td><td>6,3</td><td>10,0</td><td>4</td></tr><tr><td>Femme sans conjoint</td><td>8,0</td><td>12,1</td><td>10,6</td><td>-2</td></tr><tr><td>Ni PR ni son conjoint</td><td>12,0</td><td>22,1</td><td>14,8</td><td>-7</td></tr><tr><td>Occupation professionnelle Conjoint de PR</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>100.0</td><td>0.0</td></tr><tr><td>En emploi</td><td>53,7</td><td>23,7</td><td>32,9</td><td>9</td></tr><tr><td>Au chômage</td><td>5,3</td><td>10,7</td><td>9,1</td><td>-2</td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>14,3</td><td>24,2</td><td>21,2</td><td>-3</td></tr><tr><td>Sans conjoint</td><td>26,7</td><td>41,4</td><td>36,8</td><td>-5</td></tr></tbody></table>

Source : Insee - Panel européen des ménages, vague 2

Champ : Individus de 17 à 60 ans, non étudiants