# Etude sur la situation économique et sociale des parents isolés : Niveau de vie, marché du travail et politiques publiques

Hélène Périvier, Guillaume Allegre, Stephen Bazen, Bruno Ducoudré, Litti Esteban, Xavier Joutard, Pierre Madec, Muriel Pucci Porte, Raul Sampognaro

► To cite this version:

Hélène Périvier, Guillaume Allegre, Stephen Bazen, Bruno Ducoudré, Litti Esteban, et al. Etude sur la situation économique et sociale des parents isolés : Niveau de vie, marché du travail et politiques publiques. OFCE Sciences Po Paris. 2020, 72 p. hal-04250473

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Submitted on 19 Oct 2023

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ÉTUDE SUR LA SITUATION
ÉCONOMIQUE ET SOCIALE
DES PARENTS ISOLÉS

Niveau de vie, marché du travail
et politiques publiques
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# ÉTUDE SUR LA SITUATION ÉCONOMIQUE ET SOCIALE DES PARENTS ISOLÉS

## Niveau de vie, marché du travail et politiques publiques

Cette recherche a reçu un financement du Service des droits des femmes et de l'égalité entre les femmes et les hommes

**Coordinatrice :**

**Hélène Périvier,**
OFCE, Département des études, pôle évaluation des politiques sociales et familiales

**Équipe :**

**Guillaume Allègre,**
OFCE, Département des études, pôle évaluation des politiques sociales et familiales

**Stephen Bazen,**
Professeur d'économie, Aix-Marseille Université, AMSE, UMR 7316

**Bruno Ducoudré,**
OFCE, Département analyse et prévision

**Litti Esteban,**
Stagiaire OFCE, ENSAE

**Xavier Joutard,**
Professeur d'économie, Aix-Marseille Université, LEST, UMR 7317, associé OFCE

**Pierre Madec,**
OFCE, Département analyse et prévision

**Muriel Pucci,**
Maître de conférences, Paris 1, associée OFCE

**Raul Sampognaro,**
OFCE, Département analyse et prévision
# PRINCIPAUX RESULTATS

## Combien de familles monoparentales ?

* Sur le périmètre de la France entière les familles monoparentales simples et complexes avec enfants mineurs représentent 23,3 % des familles comprenant au moins un enfant mineur et 25,4 % si on retient l'âge de 25 ans au lieu de 18 ans ;

* Sur le périmètre de la France hors Dom, les familles monoparentales simples et complexes avec enfants mineurs représentent 22,6 % des familles comprenant au moins un enfant mineur et 24,7 % si on retient l'âge de 25 ans au lieu de 18 ans.

## Qui sont les parents isolés ?

* Même si la proportion de pères isolés augmente depuis plusieurs années, la majorité des parents isolés sont des femmes ; elles représentent 79 % des parents isolés à la tête de familles monoparentales simples et 82,5 % pour celles appartenant à un ménage complexe ;

* En moyenne, les parents isolés ont un niveau de diplôme plus faible que les parents vivant en couple. Les pères déclarant avoir au moins un enfant en garde alternée sont un plus diplômés en moyenne que les autres pères isolés ;

* Les mères isolées sont plus jeunes que les pères isolés

## Les parents isolés sont moins insérés dans l'emploi que les parents vivant en couple

* Les mères isolées sont davantage au chômage que les mères vivant en couple et elles sont moins nombreuses à être « au foyer » ;

* 40 % du temps partiel des mères isolées est du temps partiel subi contre 22 % pour les mères vivant en couple ;

* Les mères isolées sont davantage concernées par les CDD et moins par les CDI que les autres parents ;

* Toutes choses égales par ailleurs, en 2018, les mères isolées participent moins au marché du travail que les mères vivant en couple dans les départements où le chômage des femmes est le plus élevé, alors qu'elles participent davantage au marché du travail que les mères vivant en couple dans les départements où le taux de chômage des femmes est faible. Ce résultat peut s'interpréter comme un chômage découragé : confrontées à un marché du travail qui leur est défavorable, les mères isolées renonceraient à chercher un emploi en 2018 ;

* Contrairement aux femmes, après avoir contrôler des caractéristiques individuelles et de l'environnement, les pères isolés sont moins actifs que les pères vivant en couple. Cet effet n'était pas significatif en 2013, mais le devient en 2018.
## La naissance d'un enfant retarde le début de la carrière des jeunes femmes

* Avoir un enfant après la première année sur le marché du travail retarde de 4 à 6 mois en moyenne l'accès à un premier emploi pour des femmes en tout début de carrière, qu'elles soient isolées ou qu'elles vivent en couple ;

* Être mère isolée accroît le temps moyen d'attente avant de pouvoir accéder à un emploi stable (CDI à temps plein) ;

* Une mère isolée âgée de 18 ans (n'ayant pas vécu en couple avec le père de l'enfant) et ayant le diplôme du Baccalauréat mettra 2 mois de plus en moyenne pour accéder à un CDI qu'une mère ayant les mêmes caractéristiques mais qui vit en couple, et 7 mois de plus qu'une femme ayant les mêmes caractéristiques mais n'ayant pas enfant.

## Les parents isolés sont plus pauvres et ont des conditions de vie moins favorables que les parents vivant en couple

* 36 % des parents isolés ayant au moins un enfant de moins de 25 ans à charge ont de revenus inférieurs au seuil de pauvreté contre 14 % pour l'ensemble de la population. Ce chiffre s'élève à 45 % si l'on applique une échelle d'équivalent plus adaptée pour prendre en compte la spécificité de cette configuration familiale (contre 15 % pour l'ensemble des ménages) ;

* Les personnes vivant dans une famille monoparentale sont davantage représentées dans les déciles de niveau de vie les plus faibles : ils représentent 22,6 % des individus du premier décile contre 2,4 % du dernier décile et 8,9 % de la population ;

* Les familles monoparentales sont sur-représentées parmi les ménages locataires, notamment du parc social. En effet, alors que ces derniers ne représentent que 16 % des ménages de France hors Dom, plus du tiers (37 %) des familles monoparentales loge dans le parc HLM ;

* A contrario, les familles monoparentales sont moins nombreuses à être propriétaires de leur logement (31 % contre 58 % pour l'ensemble des ménages) et 45 % des pères isolés sont propriétaires de leur logement contre seulement 28 % des mères isolées ;

* Les familles monoparentales sont plus exposées au mal logement que les autres catégories de ménages, en particulier les mères isolées ;

* Les familles monoparentales ont, toutes choses égales par ailleurs, une probabilité d'attribution 6 % plus élevée que les autres types de couples avec enfant(s) d'obtenir un logement social.

## Les politiques publiques soutiennent le niveau de vie des parents isolés

* Les familles monoparentales constituent la catégorie de ménage ayant le plus bénéficié des mesures socio-fiscales prises au cours de la période 2008-2018. En moyenne, sans ces mesures, leur niveau de vie aurait été 585 euros inférieur par unité de consommation à son niveau observé en 2018 ;

* La réforme de l'Allocation de soutien familial et l'introduction de la Garantie d'impayé de pensions alimentaires intervenues entre 2012 et 2016 ont soutenu le niveau de vie des parents isolés ;

* Un meilleur recouvrement des impayés de pensions alimentaires peut réduire le niveau de vie des parents isolés, en particulier des mères isolées. Ceci est dû à l'articulation des pensions alimentaires avec le système socio-fiscal qui n'est pas toujours cohérent.
## Introduction

Le nombre de familles monoparentales ne cesse de croître depuis les années 1990 (Insee, Tableau de l'économie française, 2019)<fnref n="1" />. Depuis les années 1970, cette catégorie de ménages s'est progressivement imposée comme une catégorie spécifique de familles dans le mouvement familial, une catégorie ciblée par l'action publique et un concept utilisé dans les travaux de recherche sur la famille (Letablier, 2011)<fnref n="2" />. La précarité à laquelle ce type de famille est exposé a été reconnue par les pouvoirs publics avec l'introduction de politiques publiques ciblées, comme l'Allocation Parent Isolé créée en 1976 (Curraize et Périvier, 2009)<fnref n="3" />. Depuis les familles monoparentales font l'objet d'une attention particulière tant dans l'accès à l'emploi pour les parents isolés que pour soutenir leur niveau de vie et celui de leurs enfants. Dans la plupart des cas (autour de 80%), le parent isolé est la mère. Cette question de la monoparentalité est donc étroitement liée à celle des inégalités entre les sexes et à la division sexuée du travail dans la famille.

La situation de monoparentalité n'est pas une situation stable et devrait être appréhendée en termes de trajectoire. Elle peut prendre fin par une remise en couple ou par le départ des enfants à charge du domicile du parent. La situation de monoparentalité ne se confond pas avec celle de famille monoparentale. Les parents isolés peuvent être dans des configurations familiales diverses : si la majorité sont des familles monoparentales simples, c'est-à-dire composée d'un parent n'ayant pas de conjoint et ayant la charge d'un ou plusieurs enfants, certaines appartiennent à des ménages complexes et vivent avec un ou deux ascendants, ou encore avec d'autres personnes sans lien de parenté. Les familles monoparentales recouvrent des situations diverses au regard de la cause de l'isolement, de la dynamique sur le parcours de vie, du soutien et de la présence de l'autre parent, celui qui n'en a pas la garde principale. L'isolement peut être le fait d'une maternité sans conjoint, d'une séparation ou d'un divorce ou encore d'un veuvage. L'isolement dû au veuvage est devenu rare et les parents isolés n'ayant jamais vécu en couple représentent une part minoritaire de l'ensemble des familles monoparentales (environ 1 sur 10). Finalement, les ruptures d'union sont aujourd'hui la cause principale de la monoparentalité<fnref n="4" /> (Acs, Lhommeau et Raynaud, 2015)<fnref n="5" />. Après séparation, le niveau de vie de deux ex-conjoints baisse, du fait notamment de la perte des économies d'échelle que procure la vie en couple (en particulier s'agissant du logement). Cette baisse de niveau de vie est plus importante pour les femmes : la baisse directement imputable à la rupture est de l'ordre de 20 % pour les femmes contre 3% pour les hommes. Ceci s'explique en grande partie par la division sexuée du travail au sein des couple et le moindre investissement des mères sur le marché du travail (Garbinti, Bonnet et Solaz, 2016)⁶. Plus récemment, en mobilisant la

<footnote n="1">1. https://www.insee.fr/fr/statistiques/3696937</footnote>

<footnote n="2">2. Letablier M.-T., 2011, « La monoparentalité aujourd'hui : continuités et changements » in Ruspini E. (dir.), *Mono-parentalité, homoparentalité, transparentalité en France et en Italie. Tendances, défis et nouvelles exigences*, Paris, L'Harmattan, collection Logiques sociales, pp.33-68.</footnote>

<footnote n="3">3. Curraize de Y. et H Périvier, 2009, « *L'allocation de parent isolé a-t-elle favorisé l'inactivité des femmes ?* », *Économie et Statistique*, n°429-430.</footnote>

<footnote n="4">4. À partir de l'enquête Famille et logements de l'Insee-Ined, 2011, *Acs et al*. identifient les facteurs de l'isolement : 190 000 parents isolés n'ont jamais vécu en couple et 130 000 parents isolées ont un conjoint qui vit dans un autre ménage.</footnote>

<footnote n="5">5. Acs M., et Lhommeau B., 2015. « Les familles monoparentales depuis 1990 Quel contexte familial ? Quelle activité professionnelle ? », *Dossier Solidarité et Santé*, n° 67 Drees.</footnote>
dimension de panel de l'échantillon démographique permanent (EDP), Abbas et Garbinti (2019)<fnref n="7" /> montrent que le risque de pauvreté s'accroît après une séparation. Il est donc important de comprendre les ressorts de la précarité auxquels les parents isolés sont confrontés afin de construire des politiques publiques en capacité d'y répondre au mieux et d'améliorer la situation économique et sociale de ces familles.

Ce rapport présente une analyse des facteurs de précarité auxquels les parents isolés doivent faire face du fait de leur configuration familiale spécifique. Ces facteurs sont appréhendés sous plusieurs angles : celui de leurs conditions de vie (niveau de vie et logement...), celui de leur caractéristiques individuelles (niveau de diplôme, âge, ...) et celui de leur situation sur le marché du travail (participation, chômage, type de contrat, temps de travail, ...). Les politiques publiques ciblées, politiques sociales, fiscales mais aussi politiques de l'emploi, permettent de soutenir ces familles. Mais l'interaction entre les différents dispositifs socio-fiscaux peut avoir des conséquences négatives sur la situation des parents isolés (en particulier le traitement des pensions alimentaires dans le système socio-fiscal).

L'hétérogénéité des situations dans lesquelles se trouvent les familles monoparentales exige de définir précisément les contours des types de foyers monoparentaux qui sont étudiés. Ces définitions dépendent également des bases de données utilisées et des informations qu'elles contiennent (encadrés 1 et 2). La définition des foyers monoparentaux adoptée dans ce rapport est proche de celle d'Acs et al. (2015). Elle est calée sur les informations disponibles dans l'Enquête emploi en continu de l'Insee (EEC). Il s'agit d'une famille comprenant un parent isolé vivant sans conjoint cohabitant et ayant un ou plusieurs enfants célibataires. Les enfants peuvent passer une partie de leur temps avec leur autre parent. Dans le cas d'une résidence alternée, l'enfant est compté comme vivant principalement dans le logement dans lequel il est présent au moment de l'enquête. Néanmoins il est possible de repérer les enfants en situation de garde alternée. Il est important de noter à ce stade que l'EEC renseigne assez mal la situation précise des foyers monoparentaux, en particulier de l'investissement financier ou temporel du parent qui n'a pas la garde principale de l'enfant.

Dans cette étude nous considérons deux types de parents isolés :

- Les familles monoparentales simples : il s'agit des familles comprenant un parent résidant sans conjoint et un ou plusieurs enfants ;

- Les familles monoparentales complexes : il s'agit de parents isolés vivant dans des ménages complexes. Un parent est considéré comme isolé y compris si son enfant a lui-même un ou plusieurs enfants (par exemple un ménage composé d'une femme et sa fille de 17 ans, ayant elle-même ayant un enfant de 6 mois comprend deux foyers monoparentaux au sens de notre définition). Plus généralement, un ménage complexe peut contenir plusieurs parents isolés.

<footnote n="6">6. Bonnet C., B. Garbinti et A. Solaz, 2016, « Gender Inequality after divorce : the Flip Side of Marital Specialization Evidence from a Frecnh Administrative Database», *Document de travail Insee*, G2016/03.</footnote>

<footnote n="7">7. Abbas H. et B. Garbinti, 2019, « De la rupture conjugale à une éventuelle remise en couple : l'évolution des niveaux de vie des familles monoparentales entre 2010 et 2015 », Insee, *France Portrait Social*.</footnote>
Dans les deux cas, l'âge des enfants à charge retenu dans les études est le plus souvent moins de 18 ans, ce qui se justifie par l'accès à la majorité (Acs & Lhommeau, 2015 ; Insee, 2019). Nous retenons l'âge de 25 ans comme limite. Ce choix est guidé par le fait que certaines politiques publiques, notamment le Revenu de solidarité active (RSA), retiennent cet âge comme celui ouvrant droit à prestation<fnref n="8" />, or les enfants peuvent être encore à la charge de leur parent soit parce qu'ils poursuivent des études, soit parce qu'ils ont des difficultés à intégrer le marché travail. La question du territoire se pose également entre France entière et France hors Dom.

Malgré cette hétérogénéité de situations, les familles monoparentales ont en commun de subir de contraintes financières (des revenus plus faibles, des dépenses importantes, notamment de logement, ...) et organisationnelles (accès au marché du travail, articulation vie familiale et vie professionnelle, ...). Le premier volet du rapport présente une comparaison de la situation socio-économique des mères isolées avec celles des pères isolés, ainsi qu'avec celle des mères vivant en couple, et ceux-ci en tenant compte de la configuration de monoparentalité (simple ou complexe). Puis il met en avant la question de la mesure du niveau de vie des parents isolés ; seules les familles monoparentales simples sont considérées ici, car la mesure du niveau de vie est réalisée au niveau du ménage, il est donc impossible d'isoler le niveau de vie d'un parent isolé et de ses enfants vivant dans un ménage complexe.

Le deuxième volet porte sur les politiques publiques et leurs effets sur le niveau de vie des parents isolés. Ceci est évalué en comparant le niveau de vie des ménages avant et après transferts socio-fiscaux. Puis en mobilisant le modèle de microsimulation Ines de l'Insee-Drees-Cnaf, nous montrons l'effet des réformes du système socio-fiscal mises en place entre 2008 et 2018 sur le niveau de vie des parents isolés. À partir de l'enquête logement, nous décrivons les conditions de logement des parents isolés. Enfin un focus particulier sur le recouvrement des pensions alimentaires et le revenu disponible des familles monoparentales est réalisé.

Le troisième volet est consacré au marché du travail avec une analyse économétrique permettant de tenir compte des spécificités en termes de caractéristiques observables des parents isolés, en particulier des mères isolées. Les conditions d'accès au marché du travail des parents isolés sont analysées à partir des enquêtes emploi en continu de l'Insee. Il s'agit de mieux comprendre les dynamiques de précarité de ces personnes. À partir des « enquêtes générations » du Cereq, nous proposons une analyse des taux d'accès à l'emploi des jeunes mères isolées, après leur sortie du système éducatif.

<footnote n="8">8. Notons que les familles ne sont éligibles aux allocations familiales que jusqu'aux 20 ans de l'enfant (et à partir du 2ᵉ enfant uniquement).</footnote>
Encadré 1. Les enquêtes mobilisées et les choix méthodologiques

L'Enquête emploi en continu (EEC) :

Elle permet une analyse statistique fine et récente (2018) du marché du travail et donne des informations sur la situation familiale. En revanche les informations relatives aux revenus et aux salaires sont peu fiables car il s'agit d'une enquête déclarative. De même la situation spécifique des gardes alternées n'est pas renseignée au niveau des parents mais au niveau des enfants, ce qui soulève une question de pondération et donc représentativité de ce type d'organisation familiale. Enfin, les biais dans les réponses en termes de garde partagée sont probables, nous trouvons par exemple plus de pères se déclarant parent en garde alternée que de mères.

L'Enquête revenus fiscaux et sociaux (ERFS) :

Elle permet de comparer le niveau de vie des différentes catégories de ménages : les revenus y sont précisément renseignés car les informations émanent des administrations fiscales et sociales, essentiellement les déclarations fiscales de revenus. Mais la dernière année disponible est 2016. L'ERFS est le fruit de l'appariement de l'EEC et des données fiscales et sociales, les deux sources sont donc parfaitement compatibles du point de vue de la définition des configurations familiales mobilisées dans l'EEC. L'ERFS est utilisée dans le modèle de micro-simulation Ines, développé par l'Insee, la Drees et la Cnaf. Ce modèle est utilisé pour évaluer l'effet des politiques publiques sur la situation des familles monoparentales.

L'Enquête nationale sur le logement (ENL) :

Elle permet de compter et de catégoriser les différents types de ménages. La dernière année disponible est 2013. Elle est utilisée par Acs et al. (2015) pour compter et décrire la situation des familles avec enfants. Elle contient des informations relatives au logement occupé. Cette enquête est mobilisée pour préciser la situation des parents isolés en termes de logement et de charges financières dues au logement. En revanche, elle ne permet pas d'analyser la situation des parents isolés vis-à-vis du marché du travail. Pour décrire la situation des parents isolés nous avons donc opté pour l'EEC et non pas l'ENL afin d'avoir des statistiques descriptives qui correspondent aux analyses économétriques réalisées sur l'activité et l'emploi.

L'Enquête génération :

Elle permet de suivre une catégorie spécifique de parents isolés et d'analyser les conséquences de cette situation familiale sur l'accès au premier emploi. L'enquête génération permet d'une part d'obtenir un échantillon suffisamment large pour réaliser un travail statistique sur la population des très jeunes mères isolées mais, de plus, sa dimension en panels permet de mesurer les difficultés spécifiques d'accès au premier emploi dues à la monoparentalité. Cela permet également de tenir compte du moment et de la cause de la monoparentalité. L'enquête porte sur des générations sorties du système éducatif en 1998, 2004 et 2010, avec trois vagues d'interrogations, la dernière est réalisée 7 ans après la sortie du système éducatif (donc en 2005 pour la génération 1998, en 2011 pour celle de 2004 et en 2017 pour celle de 2010). Le travail d'harmonisation réalisé par le Céreq sur ces enquêtes rend comparables les différentes enquêtes (l'utilisation des coefficients de pondération ramène les enquêtes sur des champs comparables). Il est alors possible de les fusionner afin de disposer d'un échantillon de taille suffisante pour réaliser une analyse économétrique robuste. Les évolutions de la conjoncture économique du marché du travail, très différentes selon les générations, sont contrôlées lors des analyses économétriques.
## Encadré 2. Définir et compter les familles monoparentales

Dans l'EEC, l'ERFS et dans l'Enquête logement :

Pour décrire la situation socio-économique des parents isolés et ses spécificités, il convient de préciser le périmètre retenu pour chaque catégorie de ménage. Alors que la plupart des enquêtes considère la résidence alternée comme une situation de monoparentalité, nous avons tenté d'exploiter des informations disponibles sur la garde alternée dans les enquêtes utilisées.

Afin de réaliser l'analyse statistique, nous avons construit à partir des variables disponibles dans les enquêtes mobilisées une catégorie de ménages et une catégorie de personnes. Nous retenons ainsi les définitions suivantes :

Pour les catégories de ménages :

* Une famille monoparentale simple est composée d'un parent (le parent isolé) qui ne vit pas en couple et qui réside avec ses enfants, dont au moins un est âgé de moins de 25 ans. Pour comparer nos résultats avec d'autres études, nous avons également retenu le seuil de 18 ans. Lorsque cela est possible nous distinguons les familles monoparentales hors garde alternée ;

* Une famille monoparentale dans un ménage complexe notée ci-après famille monoparentale complexe, est un parent qui ne vit pas avec un conjoint et qui réside avec ses enfants dans un ménage composé d'autres adultes (les plus souvent des ascendants) ;

* Les couples avec enfants sont composés de deux adultes vivant en couple, quel que soit le statut marital, qui résident avec leurs enfants dont au moins un est âgé de moins de 25 ans. Cette catégorie de ménage inclut les familles recomposées, ce qui implique que les enfants ne soient pas nécessairement ceux des deux membres du couple.

Pour les catégories de personnes :

* Les parents isolés qui sont à la tête d'une famille monoparentale simple, comprenant au moins un enfant de moins de 25 ans ;

* Les parents isolés vivant avec au moins un enfant de moins de 25 ans qui sont dans un ménage complexe ;

* Les parents vivant en couple avec au moins un enfant de moins de 25 ans. Cette catégorie de personnes exclut les beaux-parents.

Dans l'Enquête génération :

Pour repérer les jeunes parents isolés dans cette enquête, on croise deux dimensions disponibles : d'une part celle relative au nombre d'enfants et celle relative au calendrier d'habitation. Ce dernier renseigne trois situations, observées mois par mois : habiter chez ses parents, vivre en couple et vivre seul. Ainsi on distingue les configurations suivantes de monoparentalité :

* Situation 1 : « être parent isolé et vivre chez ses parents »

* Situation 2 : « avoir eu un enfant et vivre seul ».

La question relative au fait d'avoir eu un enfant ne renseigne pas sur le lieu d'habitation de cet enfant. Ainsi, on ne peut pas distinguer les jeunes ayant eu un enfant mais qui n'en ont pas la garde de ceux qui ont effectivement la charge de l'enfant. Nous considérons que cela ne nous permet pas d'identifier les jeunes pères isolés, nous focalisons l'analyse sur les jeunes mères, qui ont plus probablement la garde de leur enfant.

La dimension longitudinale de l'enquête permet de distinguer l'événement conduisant à la situation de monoparentalité : « avoir eu un enfant sans jamais avoir été en couple » et « avoir eu un enfant et s'être séparé du père ». Elle permet également de tenir compte du moment où la jeune femme a eu son enfant, trois situations sont distinguées : « avoir eu l'enfant pendant ses études ou 3 ans après la sortie du système éducatif », « avoir un enfant entre 3 et 5 après la sortie du système éducatif », et « avoir un enfant 5 ans après la fin des études », et enfin « n'avoir pas eu d'enfant durant les 7 années d'observation ».
# I. Description de la situation socio-économique des parents isolés

## I.1. Qui sont les parents isolés aujourd'hui ?

Plus de familles monoparentales dans les Dom que dans les autres départements

À partir des données issues du recensement de la population, l'Insee estime le nombre de familles monoparentales avec au moins un enfant mineur à 1,65 million, soit 23% des familles avec au moins un enfant mineur sur la France hors Mayotte en 2015 (TEF, 2019). À partir de l'EEC et en retenant les définitions précisées dans l'encadré 1, nous trouvons des chiffres comparables. Sur la France entière, en 2018 on dénombre 1,73 million de familles monoparentales simples avec enfants mineurs, et 1,85 en intégrant les familles monoparentales complexes.

Le nombre de familles monoparentales diffèrent selon que l'on considère la France entière ou la France hors Dom. La plupart des études se concentrent sur la France hors Dom. Sur le périmètre de la France entière, les familles monoparentales simples et complexes avec enfants mineurs représentent 23,3 % des familles comprenant au moins un enfant mineur et 25,4% si on retient l'âge de 25 ans au lieu de 18 ans. Le tableau I.1 montre que dans les Dom les familles monoparentales simples d'enfants mineurs représentent plus de 37% des familles avec enfants mineurs contre un peu plus de 21 % dans la France hors Dom. Le modèle dominant dans la France hors Dom est celui d'une « parentalité centrée sur le couple », malgré l'augmentation du nombre de familles monoparentales. Or dans les Dom il existe une multiplicité des manières de « faire famille » qui ne peut pas être comparée avec la situation de la France métropolitaine. Par ailleurs, on constate une hétérogénéité selon les territoires des Dom concernés. En 2011, selon Marie et Breton (2015) aux Antilles, plus de la moitié de ces familles était composée d'un parent vivant seul avec ses enfants, contre 38 % à La Réunion, 46 % en Guyane. La monoparentalité est une situation beaucoup plus répandue qu'en métropole où la « parentalité » reste très largement une affaire de couple (Marie et Breton, 2015⁹).

Les différences sociologiques entre les familles monoparentales dans les Dom et celles dans la France hors Dom étant considérables, nous concentrons l'analyse sur la France hors Dom : la situation économique et sociale des familles monoparentales dans les Dom mériterait une étude spécifique car les ressorts de la monoparentalité diffèrent de ceux observés dans la métropole.

<footnote n="9">9. Marie C.-V. et D. Breton, 2015, « Les « modèles familiaux » dans les Dom : entre bouleversements et permanence. Ce que nous apprend l'enquête Migrations, famille et vieillissement ». In: *Politiques sociales et familiales*, n° 119. pp. 55-64.</footnote>
<table><caption>Tableau I.1. Nombre de familles comprenant au moins un enfant de moins de 25 ans (ou un enfant de moins de 18 ans) selon la configuration en France hors Dom et dans les Dom en 2018</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">France hors Dom</th><th colspan="2">Dom uniquement</th><th colspan="2">France hors Dom</th><th colspan="2">Dom uniquement</th></tr><tr><th>Effectifs</th><th>%</th><th>Effectifs</th><th>%</th><th>Effectifs</th><th>%</th><th>Effectifs</th><th>%</th></tr><tr><th></th><th colspan="4">Ménages avec au moins un enfant de moins de 25 ans</th><th colspan="4">Ménages avec au moins un enfant de moins de 18 ans</th></tr></thead><tbody><tr><th>Couples</th><td>7 002 030</td><td>75,26</td><td>157 790</td><td>52,93</td><td>5 939 468</td><td>77,42</td><td>134 085</td><td>53,64</td></tr><tr><th>Familles monoparentales (garde alternée comprise)</th><td>2 190 381</td><td>23,54</td><td>116 779</td><td>39,17</td><td>1 641 264</td><td>21,39</td><td>93 846</td><td>37,55</td></tr><tr><th>Ménages complexes comprenant au moins une famille monoparentale</th><td>111 613</td><td>1,20</td><td>23 537</td><td>7,90</td><td>90 884</td><td>1,18</td><td>22 022</td><td>8,81</td></tr><tr><th>Total</th><td>9 304 024</td><td>100</td><td>298 106</td><td>100</td><td>7 671 616</td><td>100</td><td>249 953</td><td>100</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête Emploi en continu, 2018, Insee, calculs OFCE
Une majorité de mères isolées et des pères isolés plutôt en garde alternée

Les familles monoparentales simples représentent 23,5 % des familles avec au moins un enfant de moins de 25 ans, soit un peu moins de 2,2 millions de ménage (tableau I.2). Certains parents isolés vivent dans un ménage complexe, ceux-ci représentent 1,2 % des ménages avec enfants de moins de 25 ans. Certains de ces ménages comptent plusieurs parents isolés.

Même si la proportion de pères augmente depuis plusieurs années, la majorité des parents isolés sont des femmes ; elles représentent 79 % des parents isolés dans les familles monoparentales simples et 82,5 % pour celles qui appartiennent à un ménage complexe. Ceci s'explique par la division sexuée du travail dans la famille et les normes de genre : les femmes sont davantage investies dans les tâches familiales et les séparations conduisent plus souvent la mère à obtenir la garde principale. Par ailleurs les pères isolés sont souvent des pères ayant la garde alternée de leurs enfants et non pas la garde principale. Ainsi, lorsque l'on ne prend pas en compte les parents dont le ou les enfants sont en garde alternée, tel que déclaré dans l'EEC, la proportion de femmes est de 83,4 %.

<table><caption>Tableau I.2. Nombre de parents isolés selon le sexe</caption><thead><tr><th></th><th></th><th colspan="2">Avec au moins un enfant de moins de 25 ans</th><th colspan="2">Avec au moins un enfant de moins de 18 ans</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="3">Familles monoparentales simples</td><td>Hommes</td><td>459 300</td><td>21,0 %</td><td>343 279</td><td>20,9 %</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>1 731 081</td><td>79,0 %</td><td>1 297 465</td><td>79,1 %</td></tr><tr><td>Total</td><td>2 190 381</td><td>100 %</td><td>1 640 744</td><td>100 %</td></tr><tr><td rowspan="3">Familles monoparentales simples hors garde alternée</td><td>Hommes</td><td>331 029</td><td>16,60</td><td>218 294</td><td>15,06</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>1 662 955</td><td>83,40</td><td>1 231 208</td><td>84,94</td></tr><tr><td>Total</td><td>1 993 984</td><td>100,00</td><td>1 449 502</td><td>100,00</td></tr><tr><td rowspan="3">Familles monoparentales dans un ménage complexe</td><td>Hommes</td><td>87 544</td><td>17,57</td><td>203 045</td><td>19,39</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>410 661</td><td>82,43</td><td>844 277</td><td>80,61</td></tr><tr><td>Total</td><td>498 205</td><td>100,00</td><td>1 047 322</td><td>100,00</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE France hors Dom

I.2. Quelle est la situation socio-économique des parents isolés ?

Des mères isolées plus jeunes que les pères isolés

Dans les familles monoparentales simples, les mères isolées sont plus jeunes que les pères isolés : elles sont davantage représentées dans les classes d'âge inférieures à 40 ans que les pères (graphique I.1). Ceci est encore plus marqué lors que l'on exclut les parents dont le ou les enfants sont en garde alternée. Moins de 2 % des mères isolées sont âgées de moins de 25 ans (aucun pères isolés) et 5,7 % d'entre elles ont entre 25 et 29 ans. Les mères isolées dans les ménages complexes sont également beaucoup plus jeunes : presque 15 % d'entre elles sont âgées de moins de 25 ans. Cette population sera plus particulièrement étudiée à l'aide de l'Enquête génération dans la troisième partie de ce rapport.
<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Graphique 1.1. Répartition des parents isolés de famille monoparentale simple avec la garde alternée selon l'âge et le sexe</figcaption></figure>

Champ : Parents isolés vivant dans un ménage complexe ayant au moins un enfant de moins de 25 ans ou un enfant mineur, France hors Dom.

Lecture : Les mères isolées représentent 89 % des parents isolés âgés de 35 à 39 ans.

Source : Enquête emploi en continu 2018.

## Les parents isolés ont niveau de diplôme plus faible que les parents vivant en couple

Les parents isolés ont un niveau de diplôme plus faible que celui des parents vivant en couple. Alors que 26 % des mères vivant en couple ont un diplôme de niveau Bac +3 ou plus, elles ne sont que 16 % parmi les mères isolées. La proportion de mères isolées n'ayant pas de diplôme (24 %) est plus élevée que celles des mères vivant en couple (15 %). S'agissant des hommes, l'écart de niveau d'éducation est moins marqué entre les pères isolés et ceux vivant en couple. La part des diplômés de Bac +3 ou plus est plus élevée pour les pères vivant en couple (23 %) que pour les pères isolés (17 %) et la proportion de pères vivant en couple ayant le niveau d'étude du Baccalauréat est plus faible que les mères isolées, pour les autres catégories de niveau d'étude, les différences sont faibles. En revanche lorsque l'on exclut les pères isolés qui déclarent avoir leur (s) enfant(s) en garde alternée, l'écart se creuse au niveau des non-diplômés entre pères isolés et pères vivant en couple, ce qui suggère que les pères isolés qui obtiennent une garde alternée sont davantage diplômés que les autres pères isolés.
<figure><img src="image_4.png" /><figcaption>Graphique I.2. Répartition des pères selon leur statut familial et leur niveau de diplôme</figcaption></figure>

Champ : Parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans, France hors Dom.

Lecture : 23 % des pères vivant en couple ont un niveau de diplôme de Bac +3 ou plus contre 17 % des pères isolée (familles monoparentales simples).

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique I.3. Répartition des mères selon leur statut familial et leur niveau de diplôme</figcaption></figure>

Champ : Parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans, France hors Dom.

Lecture : 26,4 % des mères vivant en couple ont un niveau de diplôme de Bac +3 ou plus contre 16,1 % des mères isolées (familles monoparentales simples).

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.
Les mères isolées sont plus affectées par le chômage et le temps partiel subi

Les mères isolées sont davantage au chômage que les mères vivant en couple et elles sont moins nombreuses à être « au foyer ». Par ailleurs elles sont moins nombreuses à être en congé parental à temps complet, ce qui peut être dû au fait qu'elles remplissent moins facilement les conditions d'éligibilité à l'Allocation de congé parentale (CLCA) ou encore qu'elles ne souhaitent pas recourir à ce congé car son indemnisation trop faible (entre 1/3 et ½ SMIC) ne permet pas de compenser l'arrêt d'activité alors que les mères en couple disposent des ressources d'un conjoint. Les pères isolés sont également davantage concernés par le chômage que les pères vivant en couple. Les pères isolés sont davantage en situation d'emploi que les mères, qu'elles vivent en couple ou qu'elles soient isolées. La question de la causalité entre l'isolement et l'insertion dans l'emploi reste ouverte : il est possible qu'une situation d'emploi dégradée (par exemple, perdre son emploi et être au chômage) conduise à des difficultés familiales puis à une séparation, dans ce cas le chômage serait un facteur de rupture du couple et donc d'isolement ; mais il est également possible que la séparation complique l'accès au marché du travail ou implique une perte d'emploi et de fait conduise plus souvent à une situation d'emploi dégradée.

Pour les personnes qui ont un emploi et un contrat de travail, les mères, qu'elles soient isolées ou en couple, sont moins souvent en CDI que les pères, et ceci est plus marqué pour les mères isolées, qui sont davantage concernées par les CDD que les trois autres catégories de personnes (graphique I.4).

S'agissant du temps de travail, environ 95% des pères actifs occupés travaillent à temps plein, contre seulement 68,6% des mères actives occupées. Les femmes sont davantage concernées par le temps partiel quelle que soit la configuration familiale. Parmi les femmes, les raisons du temps partiel diffèrent selon qu'elles sont isolées ou qu'elles vivent en couple : 78 % du temps partiel des mères en couple n'est pas du temps partiel subi, il comprend le temps partiel pour raisons familiales, alors que cette forme de temps partiel correspond à moins de 60 % du temps partiel des mères isolées (tableau I.3). La nature du temps partiel des mères isolées est donc comparable à celles des hommes quelle que soit la configuration familiale de ces derniers.
<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Graphique I.4. Situation vis-à-vis du marché du travail selon la configuration familiale</figcaption></figure>

Champ : Parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans, France hors Dom.

Lecture : 8,3 % des mères vivant en couple sont au chômage contre 17,2 % des mères isolées (familles monoparentales simples).

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Graphique I.5. Type de contrat des hommes et des femmes actifs occupés selon la configuration familiale, parmi les personnes ayant un contrat de travail</figcaption></figure>

Champ : Parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans, France hors Dom.

Lecture : 16,7% des mères isolées (familles monoparentales simples) qui ont un contrat de travail ont un CDD contre 11,2% des mères vivant en couple.

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.
<table><caption>Tableau I.3. Temps de travail des personnes actives occupées selon leur sexe et la configuration familiale</caption><thead><tr><th></th><th>Pères vivant en couple</th><th>Pères isolés Familles monoparentales simples</th><th>Ensemble des pères</th><th>Mères vivant en couple</th><th>Mères isolées Familles monoparentales simples</th><th>Ensemble des mères</th></tr></thead><tbody><tr><td>Temps complet</td><td>5 587 012</td><td>347 504,0</td><td>5 934 516</td><td>3 549 655</td><td>845 531</td><td>4 395 186</td></tr><tr><td>en %</td><td>94,9 %</td><td>93,5 %</td><td>94,8 %</td><td>68,0 %</td><td>70,9 %</td><td>68,6 %</td></tr><tr><td>Temps partiel</td><td>266 327</td><td>21 441</td><td>287 768</td><td>1 650 242</td><td>342 441</td><td>1 992 683</td></tr><tr><td>en %</td><td>4,5 %</td><td>5,8 %</td><td>4,6 %</td><td>31,6 %</td><td>28,7 %</td><td>31,1 %</td></tr><tr><td>dont</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Temps partiel autre que subi</td><td>167 831</td><td>12 940</td><td>180 771</td><td>1 282 679</td><td>204 048</td><td>1 486 727</td></tr><tr><td>en % du temps partiel total</td><td>63,0 %</td><td>60,4 %</td><td>62,8 %</td><td>77,7 %</td><td>59,6 %</td><td>74,6 %</td></tr><tr><td>Temps partiel subi</td><td>98 496</td><td>8 501</td><td>106 997</td><td>367 563</td><td>138 393</td><td>505 956</td></tr><tr><td>en % du temps partiel total</td><td>37,0 %</td><td>39,6 %</td><td>37,2 %</td><td>22,3 %</td><td>40,4 %</td><td>25,4 %</td></tr><tr><td>Sans objet</td><td>33 016</td><td>2 585</td><td>35 601</td><td>17 884</td><td>4 937</td><td>22 821</td></tr><tr><td>en %</td><td>0,6 %</td><td>0,7 %</td><td>0,6 %</td><td>0,3 %</td><td>0,4 %</td><td>0,4 %</td></tr><tr><td>Total</td><td>5 886 355</td><td>371 530</td><td>6 257 885</td><td>5 217 781</td><td>1 192 909</td><td>6 410 690</td></tr></tbody></table>

Champ : Parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans, France hors Dom.

Lecture : 94,9 % des pères actifs occupés, vivant en couple et ayant au moins un enfant de moins de 25 ans à charge travaillent à temps plein contre 93,5 % des pères isolés à la tête d'une famille monoparentale simple.

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.

## I.3. Niveau de vie des parents isolés : inégalité et pauvreté

### Les échelles d'équivalence usuelles sous-estiment la pauvreté des familles monoparentales

La cause la plus fréquente de l'isolement est la rupture de couple (divorce ou séparation dans le cas d'une union libre). Les parents dont l'isolement est le fruit d'une séparation subissent une perte de niveau de vie du fait de la perte des économies d'échelle associées à la vie en couple, cette perte de niveau de vie est plus importante pour les femmes que pour leur ex-conjoint (Bonnet, Garbinti, & Solaz, 2016). Les deux parents, bien que séparés, participent le plus souvent à l'éducation du ou des enfants. La garde est généralement confiée à la mère. Les femmes sont particulièrement concernées par la situation de monoparentalité, bien que la proportion de pères isolés se soit accrue ces dernières années, passant de 11 % en 1990 à 15 % en 2011 (Acs & Lhommeau, 2015). Par ailleurs les pères n'ayant pas la garde de leur enfant après la séparation subissent également une perte de niveau de vie, notamment du fait du logement. Leur situation est mal connue (Martin & Périvier, 2018)<fnref n="10" />. Les échelles d'équivalence les plus couramment utilisées surestiment le niveau de vie de ces deux catégories de ménages, en particulier du fait de l'inadéquation des échelles d'équivalence usuelles aux conditions de vie des familles monoparentales et des parents ayant un ou des enfants à charge mais n'en ayant pas la garde principale (Martin & Périvier, 2018).

<footnote n="10">10. Martin H. et H Périvier, 2018, « Les échelles d'équivalence à l'épreuve des nouvelles configurations familiales », Revue Économique, Vol. 69, n°2.</footnote>
N'ayant qu'un apporteur de ressources potentiel, les familles monoparentales simples sont particulièrement exposées à la pauvreté et à de faibles niveaux de vie. Afin d'évaluer cette surexposition, nous exploitons les données de l'Enquête Revenus Fiscaux et Sociaux (ERFS). L'ERFS est l'enquête utilisée par l'Insee pour mesurer le niveau de vie et la pauvreté monétaire des ménages. L'ERFS 2016 comprend 118 626 individus pour 53 374 ménages répondants, ménages dits « ordinaires »<fnref n="11" /> de France métropolitaine, donc hors Dom.

Le taux de pauvreté, tel que défini par l'Insee et les instituts de statistiques européens, correspond à la part des personnes dont le niveau de vie est inférieur à 60% du niveau de vie médian (celui qui divise la population en deux). Il s'agit du ratio entre le revenu disponible du ménage (revenus d'activité + revenus de remplacement + revenus du patrimoine + prestations sociales – impôts directs) et le nombre d'unités de consommation, qui dépend de la configuration familiale. L'Insee et l'Ocde attribuent 1 unité de consommation au premier adulte du ménage, 0,5 pour les autres personnes de 14 ans et plus et 0,3 pour les enfants de moins de 14 ans. Ainsi, une personne seule se voit attribuer une unité de consommation (uc) ; un couple sans enfant ou un parent isolé avec un enfant de 14 ans, 1,5 uc, un couple avec deux enfants de 14 ans, 2,5 uc, etc. Le nombre d'unités de consommation permet de prendre en compte le fait que les jeunes enfants ont des besoins moins importants ainsi que les économies d'échelle qui sont réalisées au sein du ménage : deux personnes isolées se voient attribuer plus d'uc (1+1) qu'un couple sans enfant (2). Les couples bénéficient en effet de consommation jointe, par exemple dans le logement, les équipements, le transport, etc.

La critique principale faite au concept de niveau de vie et au taux de pauvreté est l'hypothèse implicite de partage intégral des ressources au sein du ménage : est pauvre un individu appartenant à un ménage pauvre ; le niveau de vie est défini au niveau du ménage en additionnant les revenus de tous les individus, et notamment ceux des deux conjoints. Dans les couples, ceci peut surestimer l'aisance matérielle du conjoint apportant le moins de ressources, le plus souvent la femme, si les ressources ne sont pas entièrement partagées. La pauvreté des femmes en couple est ainsi possiblement sous-estimée et leur aisance matérielle, surestimée, et inversement pour les hommes en couple.

Une autre réserve de la notion de niveau de vie, telle que calculée par l'Insee, provient du logement : le revenu disponible utilisé est celui avant dépenses de logement. Or certains ménages sont propriétaires non-accédant de leur logement tandis que d'autres payent un loyer ou un remboursement d'emprunt. Enfin d'autres bénéficient d'un loyer réduit en HLM. Ces différences, qui affecte l'aisance financière des ménages, ne sont pas prises en compte dans le calcul du niveau de vie.

Enfin, les échelles d'équivalence usuelles attribuent 1,5 unité de consommation qu'il s'agisse d'un couple sans enfant ou d'un parent vivant seul avec son enfant. Or les économies d'échelle réalisées sont moindres dans le cas de la famille monoparentale (en termes de logement et de nombre de chambres par exemple ou en termes de loisirs communs...). Ainsi les niveaux de vie des familles monoparentales sont surestimés et en corolaire les taux de pauvreté sous-estimé (Périvier et Martin, 2018).

<footnote n="11">11. Les personnes vivant dans des habitations mobiles, les bateliers, les sans-abris, et les personnes vivant en commu- nauté (foyers de travailleurs, maisons de retraite, résidences universitaires, maisons de détention...) sont considérées comme vivant hors ménage par l'INSEE.</footnote>
Les familles monoparentales sont plus pauvres que les couples avec enfants

Malgré ces réserves, les échelles d'équivalence permettent de comparer le niveau de vie de famille de taille différente et les taux de pauvreté selon la configuration familiale. En 2016, le niveau de vie médian était de 20 500 euros annuels et donc le seuil de pauvreté de 12 250 euros (soit 60 % de 20 500 euros). Un parent isolé ayant un enfant de plus de 14 ans est pauvre si son revenu disponible est inférieur à 18 375 euros annuels, soit 1 530 euros mensuels. Le tableau I.4 montre que 36,3 % des parents isolés sont en situation de pauvreté monétaire au sens statistique. C'est 2,5 fois plus que l'ensemble des ménages (14 %) ou que l'ensemble des couples avec enfants (13,1 %).

Dans le tableau I.2, nous utilisons une autre échelle d'équivalence en attribuant 0,2 uc supplémentaires aux familles monoparentales. Dans le système actuel, un couple sans enfant et un parent isolé avec 1 enfant de plus de 14 ans se voient attribuer le même nombre d'uc. Or, on peut juger qu'un parent isolé n'a pas les mêmes possibilités d'économies d'échelle qu'un couple : par exemple, un parent isolé avec 1 enfant aurait besoin de deux chambres, alors que le couple seulement une.

Depuis les années 2000, la Caisse nationale des allocations familiales (Cnaf) utilise une autre échelle d'équivalence, dite « échelle de la Cnaf » qui ajoute à l'échelle de l'OCDE modifiée 0,2 unité de consommation pour les foyers monoparentaux (quel que soit le nombre d'enfants à charge). Ceci permet de répondre partiellement au fait que l'échelle d'équivalence de l'OCDE modifiée ne tient pas compte de la situation spécifique des parents isolés. Le RSA, versé par la Cnaf, pour un parent isolé avec un enfant est 1,7 fois supérieur au RSA pour une personne seule, ce qui est la traduction des 0,2 unité de consommation supplémentaire. Dans le tableau I.2, est calculé le taux de pauvreté selon la configuration familiale en utilisant l'échelle de la Cnaf. Mécaniquement, le taux de pauvreté des familles monoparentales augmente : à 44,9 % contre 15,1 % pour l'ensemble des ménages. Le niveau de vie des couples avec enfants n'est pas modifié mais comme le seuil de pauvreté baisse légèrement, leur pauvreté baisse également légèrement.

Les tableaux I.4 donne le taux de pauvreté des personnes selon la configuration du ménage (ensemble des ménages, couples avec enfants de moins de 25 ans, familles monoparentales simples avec enfants de moins de 25 ans), calculé avec l'échelle d'équivalence la plus utilisée. Alors que le taux de taux de pauvreté est de 14 % pour l'ensemble des ménages, il s'élève à plus de 36 % pour les familles monoparentales, alors que celui des couples avec enfants est de 13 %. Ces écarts sont mécaniquement plus marqués lorsque 0,2 unité de consommation supplémentaire est attribuée aux familles monoparentales : leur taux de pauvreté est alors de 45 % contre 15 % pour l'ensemble des ménages (tableau I.5.). La redistribution opérée par le système socio-fiscal permet de diminuer substantiellement les niveaux de pauvreté et en particulier celui des familles monoparentales, avec une réduction de 18,4 points de pourcentage de la pauvreté pour ces dernières.
<table><caption>Tableau I.4. Taux de pauvreté avant et après transferts sociaux avec échelle d'équivalence de l'OCDE</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="4">Échelle de l'OCDE modifiée</th></tr><tr><th>Taux de pauvreté</th><th>Taux de pauvreté avant transferts</th><th>Réduction de la pauvreté par les transferts en pp.</th><th>Réduction de la pauvreté par les transferts en %</th></tr></thead><tbody><tr><th>Ensemble des ménages</th><td>14,0 %</td><td>22,7 %</td><td>8,7 %</td><td>38,2 %</td></tr><tr><th>Couples avec enfants &lt; 25 ans</th><td>13,1 %</td><td>22,3 %</td><td>9,2 %</td><td>41,2 %</td></tr><tr><th>Familles monoparentales simples</th><td>36,3 %</td><td>54,6 %</td><td>18,4 %</td><td>33,6 %</td></tr></tbody></table>

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.

<table><caption>Tableau I.5. Taux de pauvreté avant et après transferts sociaux avec échelle d'équivalence de la Cnaf</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="4">Échelle de la CNAF : échelle de l'OCDE modifiée + 0,2 uc pour familles monoparentales</th></tr><tr><th>Taux de pauvreté</th><th>Taux de pauvreté avant transferts</th><th>Réduction de la pauvreté par les transferts en pp.</th><th>Réduction de la pauvreté par les transferts en %</th></tr></thead><tbody><tr><th>Ensemble des ménages</th><td>15,1 %</td><td>23,1 %</td><td>8,0 %</td><td>34,5 %</td></tr><tr><th>Couples avec enfants &lt; 25 ans</th><td>12,7 %</td><td>22,1 %</td><td>9,4 %</td><td>42,5 %</td></tr><tr><th>Familles monoparentales simples</th><td>44,9 %</td><td>60,3 %</td><td>15,4 %</td><td>25,6 %</td></tr></tbody></table>

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.

## Les familles monoparentales ont 2,4 fois plus de chances d'être dans les 3 premiers déciles de niveau de vie

Le graphique I.6 montre la répartition par décile de niveau de vie des individus selon leur composition familiale. Les familles monoparentales se situent en plus grande proportion dans les déciles les moins aisés : 25,5 % des personnes vivant dans les familles monoparentales ont un niveau de vie qui les situe dans le premier décile (soit les 10 % les moins aisés) et 61,9 % dans les trois premiers déciles (soit les 30 % les moins aisés). Les couples avec enfants de moins de 25 ans sont eux répartis de manière homogène dans les différents déciles. Les faibles niveaux de vie des enfants et leur pauvreté touchent ainsi particulièrement les enfants vivant dans des familles monoparentales. Si l'on utilise l'échelle de la Cnaf (graphique I.7), ce sont 71,8 % des individus des familles monoparentales qui se situent dans les trois premiers déciles de niveau de vie, soit une probabilité 2,4 fois plus élevée que l'ensemble des individus de faire partie de ces catégories de ménages les plus pauvres.

Les graphiques I.8 et I.9 donnent la part de chaque configuration familiale dans les différents déciles de niveau de vie. Cela permet de tenir compte du poids des différentes configurations familiales dans la population. Les individus vivant dans une famille monoparentale sont davantage représentés dans les déciles les moins aisés : ils représentent 22,6 % des individus du premier décile contre 2,4 % du dernier décile et 8,9 % de la population. En revanche, ils sont minoritaires dans le premier décile puisque les couples avec enfants représentent 37,4 % des individus du premier décile. En utilisant l'échelle de la Cnaf, l'écart de poids dans le premier décile entre familles monoparentales (28,2 %) et couples avec enfants (34,4 %) se réduit.
<figure><img src="image_8.png" /><figcaption>Graphique I.6. Répartition des déciles de niveau de vie par configuration familiale
Échelle d'équivalence de l'OCDE modifiée</figcaption></figure>

Lecture : 25,5 % des familles monoparentales ayant au moins un enfant de moins de 25 ans appartient au premier décile de niveau de vie contre 8,5 % pour les couples avec au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Graphique I.7. Répartition des déciles de niveau de vie par configuration familiale
Échelle d'équivalence de la Cnaf</figcaption></figure>

Lecture : 31,8 % des familles monoparentales ayant au moins un enfant de moins de 25 ans appartient au premier décile de niveau de vie contre 7,8 % pour les couples avec au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.
<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>Graphique 1.8. Répartition des configurations familiales par décile de niveau de vie
Échelle d'équivalence de l'OCDE modifiée</figcaption></figure>

Lecture : les familles monoparentales ayant au moins un enfant de moins de 25 ans représentent 22,6 % des ménages du premier décile de niveau de vie contre 37,4 % pour les couples avec au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.

<figure><img src="image_11.png" /><figcaption>Graphique 1.9. Répartition des configurations familiales par décile de niveau de vie
Échelle d'équivalence de la Cnaf</figcaption></figure>

Lecture : les familles monoparentales ayant au moins un enfant de moins de 25 ans représentent 28,5 % des ménages du premier décile de niveau de vie contre 34,4 % pour les couples avec au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.
## I.4. Conditions de logement et accès au logement social

Afin d'éclairer les conditions de logement des familles monoparentales, nous mobilisons l'Enquête Nationale Logement (ENL) 2013 de l'Insee. Au sens de cette enquête, les familles monoparentales sont composées d'un parent et d'au moins un enfant célibataire de moins de 25 ans. À ce titre, en France métropolitaine, à partir de l'ENL, on dénombre 1,95 million de familles monoparentales. Par la suite nous distinguerons également les hommes seuls avec enfant (375 000 ménages selon l'ENL soit un peu moins de 20 % des parents isolés) des femmes seules avec enfant.

### Les familles monoparentales : plus souvent locataires, notamment du parc social

Les familles monoparentales sont largement sur-représentées parmi les locataires, notamment du parc social. En effet, alors que ces derniers ne représentent que 16 % des ménages de France hors Dom, plus du tiers (37 %) des familles monoparentales loge dans le parc HLM. Cette sur-représentation est encore plus forte pour les femmes seules avec enfant puisque 41 % d'entre elles logent dans le parc social contre 23 % des hommes seuls avec enfant (graphique I.10). A contrario, les familles monoparentales sont moins nombreuses à être propriétaires de leur logement (31 % contre 58 % pour l'ensemble des ménages) et 45 % des pères isolés sont propriétaires de leur logement contre seulement 28 % des mères isolées.

<figure><img src="image_12.png" /><figcaption>Graphique I.10. Répartition des différents statuts d'occupation de logement selon la configuration familiale et le sexe en 2013</figcaption></figure>

Champs : Ménages, France hors Dom.

Source : ENL, 2013, calculs OFCE.
## Les familles monoparentales ont une charge de logement plus importante

Plus souvent locataires que les autres configurations familiales, les familles monoparentales ont un taux d'effort net moyen le plus élevé. Elles consacrent une part plus élevée de leur revenu pour se loger en comparaison des autres types de ménages. Selon l'ENL, en moyenne, le taux d'effort net moyen – i.e. coût du logement après versement des aides au logement – des familles monoparentales était en 2013 de 31 %. Il atteignait même 33 % en moyenne pour les mères isolées alors que celui des pères isolés était en moyenne de 24 % soit assez proche du taux d'effort moyen des hommes sans enfant. Le reste à vivre par unité de consommation des familles monoparentales est ainsi plus faible que celui des autres catégories de ménage. Une fois leur loyer (ou leur remboursement d'emprunt) et leurs charges de logement payés, les familles monoparentales ont un reste à vivre moyen de 1 040 euros par mois et par unité de consommation contre 1 870 euros en moyenne pour les ménages (France hors Dom). Les mères isolées ont un reste à vivre plus faible que celui des pères isolés puisque ces derniers disposent en moyenne de 1 410 euros une fois les charges de logement payées (et les aides au logement perçues) contre 950 euros pour les mères isolées (tableau I.6).

<table><caption>Tableau I.6. Taux d'effort et reste à vivre par type de famille</caption><thead><tr><th></th><th>Taux d'effort net moyen</th><th>Reste à vivre moyen par unité de consommation</th></tr></thead><tbody><tr><td>Homme seul</td><td>22 %</td><td>1 760 €</td></tr><tr><td>Femme seule</td><td>19 %</td><td>1 630 €</td></tr><tr><td>Couple sans enfant</td><td>9 %</td><td>2 380 €</td></tr><tr><td>Familles monoparentales</td><td>31 %</td><td>1 040 €</td></tr><tr><td>...dont hommes seuls avec enfant(s)</td><td>24 %</td><td>1 410 €</td></tr><tr><td>...dont femmes seules avec enfant(s)</td><td>33 %</td><td>950 €</td></tr><tr><td>Couples avec enfant(s)</td><td>18 %</td><td>1 780 €</td></tr><tr><td>Total</td><td>17 %</td><td>1 870 €</td></tr></tbody></table>

Champs : Ménages, France hors Dom.

Source : ENL 2013, Insee ; calculs OFCE.

## Des familles monoparentales plus exposées au mal logement que les autres catégories de ménages

Plus souvent locataires, notamment du parc social, les familles monoparentales sont également plus exposées que les autres types de familles à des conditions de logement dégradées. Alors que 8 % des ménages sont touchés par la suroccupation de leur logement, les familles monoparentales sont 19 % à manquer d'au moins d'une pièce dans leur logement. Un quart d'entre elles sont en situation de « contrainte budgétaire dépassée », c'est-à-dire qu'elles cumulent un taux d'effort net des aides au logement supérieur à 30 % de leur niveau de vie et un reste à vivre inférieur à 914 euros par mois et par unité de consommation. Les mères isolées sont deux fois exposées à ces situations de précarité que les pères isolés. Enfin, alors qu'un ménage sur dix est exposé à la précarité énergétique, celle-ci touche 16 % des familles monoparentales (tableau I.7).
<table><caption>Tableau I.7. Situation de mal logé par type de famille</caption><thead><tr><th></th><th>Mal logé au titre de la suroccupation</th><th>Mal logé au titre de la contrainte budgétaire</th><th>Mal logé au titre de la précarité énergétique</th></tr></thead><tbody><tr><td>Homme seul</td><td>15 %</td><td>10 %</td><td>13 %</td></tr><tr><td>Femme seule</td><td>9 %</td><td>8 %</td><td>19 %</td></tr><tr><td>Couple sans enfant</td><td>1 %</td><td>2 %</td><td>7 %</td></tr><tr><td>Familles monoparentales</td><td>19 %</td><td>24 %</td><td>16 %</td></tr><tr><td>...dont hommes seuls avec enfant(s)</td><td>16 %</td><td>12 %</td><td>12 %</td></tr><tr><td>...dont femmes seules avec enfant(s)</td><td>19 %</td><td>27 %</td><td>17 %</td></tr><tr><td>Couples avec enfant(s)</td><td>8 %</td><td>6 %</td><td>4 %</td></tr><tr><td>Total</td><td>8 %</td><td>7 %</td><td>10 %</td></tr></tbody></table>

Champs : Ménages, France hors Dom.

Source : ENL 2013, Insee ; calculs OFCE.

## Un accès au logement social (légèrement) facilité pour les parents isolés

Les données du système national d'enregistrement (SNE) permettent d'éclairer les conditions d'accès au parc social des familles monoparentales. Dans ce cadre précis, les familles monoparentales sont celles composées d'un adulte ne vivant pas en couple et ayant au moins un enfant à charge. En 2018, 604 163 demandes de logement social émanaient de familles monoparentales, soit près d'un quart du nombre total de demandes. En 2018, 128 779 familles monoparentales se sont vues attribuer un logement social, soit 28 % du nombre total d'attributions. Ainsi, les familles monoparentales ont enregistré un taux d'attribution légèrement supérieur à ceux des autres types de familles. Alors que les couples avec enfant(s) n'étaient que 18,5 % à voir leur demande de logement social satisfaite, celle des familles monoparentales l'était à 21,3 % (graphique I.11). Cet écart s'explique en partie par les caractéristiques des demandeurs : localisation, niveau de revenus, ... Une fois contrôlés le niveau de vie des demandeurs ainsi que le motif et la région de la demande, les familles monoparentales ont, toutes choses égales par ailleurs, une probabilité d'attribution 6 % plus élevée que les autres types de couples avec enfant(s) par exemple.

Ainsi, les parents isolés, et en particulier les mères isolées, sont exposés à des difficultés particulières en matière de logement et leur condition de logement sont dégradées relativement aux autres configurations familiales, ceci malgré un accès facilité au logement social. Cette configuration familiale est plus que les autres exposée au risque de suroccupation du logement, à des conditions de logement moins satisfaisantes. Des travaux ont montré que, de façon générale, les mauvaises conditions de logement réduisent la probabilité de retrouver un emploi ou celle de se déclarer en bonne santé, et affectent la réussite scolaire des enfants. Il s'agira de quantifier certains de ces effets dans le cas des parents isolés.
<figure><img src="image_13.png" /><figcaption>Graphique I.11. Taux d'attribution de logement social selon la configuration familiale en 2018</figcaption></figure>

Champs : Ménages, France hors Dom.

Source : Système national d'enregistrement, calculs OFCE
# II. Le rôle des politiques publiques

## II.1. Effet du système social et fiscal sur le niveau de vie des parents isolés

En mobilisant le modèle de microsimulation Ines mis à disposition par l'Insee, la Drees et la Cnaf, nous proposons une analyse de l'effet des politiques publiques sur le niveau de vie des parents isolés. Sur la base des travaux réalisés par l'OFCE dans un précédent *Portrait Social* de l'Insee (Madec P. et al., 2018), nous identifions et quantifions l'impact des réformes intervenues entre 2008 et 2018 sur la situation des parents isolés. Les tableaux I.6 et I.7 ont montré la réduction de la pauvreté réalisée grâce aux transferts socio-fiscaux. En l'absence de transfert, le taux de pauvreté des familles monoparentales serait de 54,6 % (60,3 avec l'échelle CNAF) contre 22,3 pour les couples avec enfants. Les transferts réduisent de 18,4 points la pauvreté des premières contre 9,2 pour les secondes.

Le tableau II.1 détaille les transferts (prestations sociales et impôts) qui compose le revenu des ménages selon la configuration familiale. L'écart initial de niveau de vie (avant transferts directs) entre familles monoparentales et couples avec enfant est de 11 300 euros. Après transfert, il chute à 7 300 euros, soit une baisse de 35 %. La CSG est l'impôt qui pèse le plus dans l'écart absolu, malgré sa faible progressivité, et ce du fait d'un poids plus important (8 % du revenu initial des couples), suivi de l'impôt sur le revenu et des minima sociaux. Les prestations familiales en euros ne réduisent pratiquement pas l'écart absolu de niveau de vie mais pèsent plus en pourcentage du niveau de vie initial pour les familles monoparentales (10 %) que pour les couples (5 %) : elles réduisent donc l'écart relatif de niveau de vie entre ces deux configurations familiales.

## Quels effets sur le niveau de vie des familles monoparentales des modifications de la législation socio-fiscale entre 2008 et 2018 ?

Entre 2012 et 2018, des modifications importantes de la politique familiale ont conduit à opérer une redistribution des familles ayant le niveau de vie le plus élevé vers les familles monoparentales des deux premiers quintiles de revenus (tout particulièrement celles de deux enfants et plus du premier quintile) et vers les couples avec enfants du premier quintile, en particulier ceux ayant au moins 3 enfants à charge. Pour quantifier les effets selon la place des ménages dans l'échelle des niveaux de vie et la structure de la famille, nous utilisons le modèle Ines 2008 basé sur l'enquête Revenus fiscaux et sociaux (ERFS) 2008, qui simule la législation 2008, et le modèle Ines 2018 basé sur l'ERFS 2016 « vieillie » de deux ans.
<table><caption>Tableau II.1. Contribution des différents types de revenus au niveau de vie des ménage selon la configuration familiale</caption><thead><tr><th>Euros par uc</th><th>Ensemble des ménages</th><th>Couples enfants &lt; 25</th><th>Familles monoparentales simples</th></tr></thead><tbody><tr><td>Niveau de vie initial</td><td>25 764</td><td>25 358</td><td>14 031</td></tr><tr><td>dont pensions alimentaires</td><td>105</td><td>74</td><td>439</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>0 %</td><td>0 %</td><td>3 %</td></tr><tr><td>Prestations logement</td><td>364</td><td>301</td><td>1 075</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>1 %</td><td>1 %</td><td>8 %</td></tr><tr><td>Prestations familiales</td><td>681</td><td>1 212</td><td>1 372</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>3 %</td><td>5 %</td><td>10 %</td></tr><tr><td>Minima sociaux</td><td>474</td><td>309</td><td>1 021</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>2 %</td><td>1 %</td><td>7 %</td></tr><tr><td>Impot sur le revenu</td><td>-1 341</td><td>-1 199</td><td>-424</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>-5 %</td><td>-5 %</td><td>-3 %</td></tr><tr><td>CSG</td><td>-1 787</td><td>-1 969</td><td>-917</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>-7 %</td><td>-8 %</td><td>-7 %</td></tr><tr><td>Taxe d'habitation</td><td>-353</td><td>-284</td><td>-193</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>-1 %</td><td>-1 %</td><td>-1 %</td></tr><tr><td>Niveau de vie</td><td>23 372</td><td>23 387</td><td>16 020</td></tr><tr><td>en % ndv initial</td><td>91 %</td><td>92 %</td><td>114 %</td></tr></tbody></table>

Source : ERFS 2016, calculs OFCE.

Une première étape vise à évaluer l'effet sur le revenu disponible des ménages de l'ensemble réformes du système socio-fiscal mis en œuvre entre 2008 et 2018. Les réformes prises en compte concernent les prélèvements directs (cotisations sociales salariales, contributions sociales, impôts sur le revenu et le patrimoine) et les principales prestations monétaires (prestations familiales, allocations logement et minima sociaux). Les montants des prélèvements et prestations calculés en appliquant la législation de 2018 sont comparés à ceux qui auraient été payés ou perçus si aucune modification législative n'était intervenue entre 2008 et 2018¹².

Les familles monoparentales constituent la catégorie de ménage ayant le plus bénéficié des mesures socio-fiscales prises au cours de la période 2008-2018. En moyenne, sans ces mesures, leur niveau de vie aurait été 585 euros inférieur par unité de consommation à son niveau observé en 2018. Les familles monoparentales avec 1 enfant ont vu leur niveau de vie s'accroître de 525 euros par unité de consommation sous l'effet des mesures socio-fiscales, principalement du fait de la création de la prime d'activité (+460 euros) et des revalorisations du RSA (+255 euros) intervenues dans le cadre du plan de lutte contre la pauvreté mis en place sous la présidence précédente (graphique II.1). Les parents isolés avec 2 enfants ont vu quant à eux leur niveau de vie soutenu sur la période à hauteur de 470 euros par les mesures socio-fiscales. S'ils ont plus nombreux à bénéficier de la revalorisation de certaines prestations familiales

<footnote n="12">12. La méthodologie mobilisée est décrite dans « Entre 2008 et 2016, les réformes sociales et fiscales ont pesé sur le revenu des ménages mais ont renforcé le rôle d'amortisseur social du système redistributif », Madec et al., INSEE, France Portrait Social, Insee Référence, novembre 2018.</footnote>
(+ 125 euros par unité de consommation en moyenne), ils ont moins bénéficié du renforcement des aides à l'activité relativement aux personnes appartenant à d'autres catégories de ménage. Ceci peut être dû en partie à un éloignement de l'emploi plus prononcé que les individus se situant dans une autre configuration familiale, en particulier les parents vivant en couple (voir la section suivante).

Enfin, les familles monoparentales comptant 3 enfants ou plus ont été les familles ayant le plus bénéficié des mesures prises entre 2008 et 2018. Au total, celles-ci ont vu leur niveau de vie augmenter de 985 euros par unité de consommation, soit 2 260 euros en moyenne, sous l'effet des réformes et changements de la législation socio-fiscale. Comme l'ensemble des parents isolés, ces familles ont bénéficié de la création de la prime d'activité et des revalorisations successives du RSA qui ont soutenu leur niveau de vie de respectivement 200 et 550 euros par unité de consommation.

<figure><img src="image_14.png" /><figcaption>Graphique II.1. Effet sur le niveau de vie des ménages des modifications de la législation socio-fiscale entre 2008 et 2018 selon la configuration familiale</figcaption></figure>

Champ : France hors Dom, ménages ordinaires dont le revenu est positif ou nul et dont la personne de référence n'est pas étudiante.

Sources : Insee-DGFiP-Cnaf-Cnav-CCMSA, enquêtes Revenus fiscaux et sociaux 2008 et 2016 (actualisée 2018) ; Insee-Drees-Cnaf, modèles Ines 2008 et 2018, calculs OFCE.

### Des réformes particulièrement favorables aux parents isolés entre 2012 et 2017

Une partie des réformes mises en place durant cette décennie s'inscrit dans le cadre du « plan pauvreté » annoncé en 2013. Elles ont particulièrement été ciblées vers les familles monoparentales et les familles nombreuses à bas revenu avec la majoration du complément familial pour les plus modestes et la revalorisation de l'ASF (tableau II.2). La Loi de finances rectificative de 2012 a revalorisé de 25 % l'allocation de rentrée scolaire (ARS), qui bénéficie aux
familles ayant des enfants scolarisés. Les revalorisations de 25 % de l'allocation de soutien familial (ASF), de 50 % du complément familial et de 10 % pour le RSA entre 2014 et 2018 ont permis de soutenir le niveau de vie de ces familles.

Les réformes de l'ASF intervenues entre 2012 et 2016 concernent par définition les parents isolés, puisqu'elles visent à compenser les problèmes d'impayés de pensions alimentaires ou encore de niveau de pension par enfant trop faible. En 2012, une revalorisation progressive de 25 % en 5 ans de l'ASF a été programmée, portant le montant de l'ASF en 2017 à 115 euros par enfant.

En outre, la loi de 2014 sur l'égalité réelle entre les femmes et les hommes a introduit des modifications substantielles de l'ASF. Entre octobre 2014 et mars 2016, 20 départements ont expérimenté un mécanisme de renforcement des GIPA (Garantie d'impayé des pensions alimentaires) afin d'« améliorer la situation des personnes qui évèvent seules leurs enfants à la suite d'une séparation ou d'un divorce » (article 27 de la loi n° 2014-873 du 4 août 2014 pour l'égalité réelle entre les femmes et les hommes). Ce dispositif a été généralisé à l'ensemble des départements en 2016. La GIPA assure le versement d'un montant minimum de pension égal à l'Allocation de soutien familial (ASF, environ 115 euros par enfant par mois) lorsque l'ex-conjoint ne paie pas ce qu'il doit au titre de l'éducation et de l'entretien de ses enfants.

<table><caption>Tableau II.2. Description des principales réformes de prestations sociales visant les familles entre 2012 et 2016</caption><thead><tr><th>Année</th><th>Dispositif sociaux</th><th>Réforme/ modification</th></tr></thead><tbody><tr><td>2012</td><td>Allocation de Rentrée scolaire (ARS)</td><td>Revalorisation de l'ARS de 25 %</td></tr><tr><td>2013</td><td>Revenu de Solidarité Active (RSA)</td><td>Revalorisation de 10 % du RSA au-delà de la revalorisation légale</td></tr><tr><td rowspan="3">2014</td><td>Allocation de Base (AB) de la Prestation d'Accueil du Jeune Enfant (PAJE)</td><td>Abaissement des plafonds de l'allocation de base (AB) et modulation des montants en fonction des revenus</td></tr><tr><td>Complément familial (CF)</td><td>Gel du montant de l'AB jusqu'à alignement avec le montant du CF</td></tr><tr><td></td><td>Majoration de 50 % du CF pour les ménages les plus modestes</td></tr><tr><td></td><td>Allocations familiales (AF)</td><td>Revalorisation de 25 % de l'ASF</td></tr><tr><td>2015</td><td>Prime d'activité (PA)</td><td>Modulation des AF</td></tr><tr><td>2016</td><td></td><td>Création de la prime d'activité (suppression de la prime pour l'emploi - PPE - et du RSA activité)</td></tr><tr><td>2012-2017</td><td></td><td>Revalorisation de l'ASF de 25 %</td></tr><tr><td>2016</td><td>Allocation de soutien familial (ASF)</td><td>Renforcement de la GIPA (Garanti d'impayé de pension alimentaire) qui complète à hauteur du montant maximum d'ASF la pension effectivement reçue au regard celle due. On parle d'ASF différentielle.<br>AFS complémentaire qui garantit un montant minimum de pension versée par enfant (115 euros / mois en 2018)</td></tr></tbody></table>
Le graphique II.2 détaille des prestations familiales ayant contribué à accroître le niveau des familles. Les familles monoparentales de 3 enfants ou plus ont bénéficié des mesures d'augmentation du complément familial. Cette prestation est versée sous condition de ressources aux familles ayant au moins 3 enfants à charge. En 2014, une majoration du complément familial a été introduite afin de soutenir le niveau de vie des familles nombreuses ayant de faibles revenus. Cette mesure a contribué à accroître le revenu des familles monoparentales de 3 enfants ou plus de 200 euros par unité de consommation en moyenne sur la période étudiée. Le graphique confirme le rôle central joué par les réformes de l'Allocation de soutien familial (ASF) et l'Allocation de rentrée scolaire (ARS) sur le niveau de vie des familles monoparentales.

<figure><img src="image_15.png" /><figcaption>Graphique II.2. Effet sur le niveau de vie des ménages des modifications des prestations familiales entre 2008 et 2018 selon la configuration familiale en € par unité de consommation</figcaption></figure>

Champ : France hors Dom, ménages ordinaires dont le revenu est positif ou nul et dont la personne de référence n'est pas étudiante.

Sources : Insee-DGFiP-Cnaf-Cnav-CCMSA, enquêtes Revenus fiscaux et sociaux 2008 et 2016 (actualisée 2018) ; Insee-Drees-Cnaf, modèles Ines 2008 et 2018, calculs OFCE.

Les résultats présentés dans les graphique II.1 et II.2 montrent l'effet en moyenne par configuration familiale, des mesures intervenues sur la période, mais ils ne disent rien de l'hétérogénéité de ces effets selon le niveau de revenu au sein d'une même configuration familiale. En effet, par exemple, près d'un tiers des familles monoparentales comptant moins de 2 enfants ont vu leur niveau de vie amputé par les changements de la législation socio-fiscale intervenus entre 2008 et 2018. Si ces familles sont plutôt dans le haut de la distribution des niveaux de vie, les sous indexations successives des aides au logement au cours de la période ont largement participer à réduire le niveau de vie des familles, notamment monoparentales.
<table><caption>Tableau II.3. Décomposition de l'effet des modifications de la législation socio-fiscale intervenue entre 2012 et 2017 sur le taux de pauvreté selon la configuration familiale (en %)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Taux de pauvreté avant réforme</th><th rowspan="2">Taux de pauvreté après réformes</th><th colspan="6">Effet incrémental de chaque réforme sur le taux de pauvreté à seuil de pauvreté inchangé</th></tr><tr><th>ARS</th><th>ARS + RSA</th><th>ARS+ RSA+ AB et CF</th><th>ARS +RSA + AB et CF+ AFS</th><th>ARS +RSA + AB et CF+ AFS+ AF et CLCA</th><th>ARS +RSA + AB et CF+ AFS+ AF et CLCA+ Impôts</th><th>ARS +RSA + AB et CF+ AFS+ AF et CLCA+ Impôts+ Prime d'activité</th></tr></thead><tbody><tr><td>Ensemble des individus</td><td>13,7</td><td>13,1</td><td>13,6</td><td>13,3</td><td>13,1</td><td>13,1</td><td>13,1</td><td>13,0</td><td>12,8</td></tr><tr><td>Isolé sans enfant à charge</td><td>17,1</td><td>17,1</td><td>17,1</td><td>16,8</td><td>16,8</td><td>16,8</td><td>16,8</td><td>16,8</td><td>16,6</td></tr><tr><td>Isolé – un enfant à charge</td><td>26,4</td><td>23,8</td><td>26,1</td><td>23,3</td><td>23,3</td><td>22,9</td><td>22,9</td><td>22,9</td><td>22,2</td></tr><tr><td>Isolé – deux enfants à charge</td><td>29,7</td><td>24,3</td><td>29,5</td><td>25,8</td><td>26</td><td>24,5</td><td>24,4</td><td>24,4</td><td>24,1</td></tr><tr><td>Isolé – trois enfants à charge ou plus</td><td>55,0</td><td>45,8</td><td>54,2</td><td>50,9</td><td>47,4</td><td>46,2</td><td>46,2</td><td>46,2</td><td>46,2</td></tr><tr><td>Couple sans enfant à charge</td><td>6,7</td><td>6,8</td><td>6,7</td><td>6,7</td><td>6,7</td><td>6,7</td><td>6,7</td><td>6,7</td><td>6,7</td></tr><tr><td>Couple – un enfant à charge</td><td>10,9</td><td>11</td><td>10,8</td><td>10,6</td><td>10,9</td><td>10,9</td><td>10,9</td><td>10,8</td><td>10,5</td></tr><tr><td>Couple – deux enfants à charge</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,5</td><td>10,1</td></tr><tr><td>Couple – trois enfants à charge</td><td>18,1</td><td>16,8</td><td>17,8</td><td>17,8</td><td>16,8</td><td>16,7</td><td>16,7</td><td>16,7</td><td>16,4</td></tr><tr><td>Ensemble des enfants</td><td>19</td><td>17,5</td><td>18,7</td><td>18,1</td><td>17,7</td><td>17,5</td><td>17,5</td><td>17,5</td><td>17,1</td></tr></tbody></table>

Les enfants décomptés sont les enfants mineurs ou majeurs mais à charge de leurs parents pour au moins un transfert fiscal ou social.

Champ : Ménages ordinaires de France hors Dom, dont le revenu disponible est positif et dont la personne de référence n'est pas étudiante.

Lecture : Avec la législation 2012, on estime que 13,7 % des individus vivaient dans un ménage dont le niveau de vie était inférieur au seuil de pauvreté.

Sources : HCFEA, Cnaf, Modèle Myriade – législations comparées après actualisation.

Données utilisées : Insee, DGFIP, CNAF, CNAV, CCMSA, enquête Revenus fiscaux et sociaux 2011.

Le Rapport du Conseil de la famille<fnref n="13" /> : « Lutter contre la pauvreté des familles et des enfants » du 5 juin 2018 montrait des résultats similaires, en mobilisant le modèle de microsimulation *Myriad* de la Cnaf. Le tableau II.3 issu de ce rapport indique l'effet de chaque prestation sur le taux de pauvreté selon la configuration familiale.

Le taux de pauvreté des familles monoparentales ayant deux enfants à charge a été réduit de 5 points de pourcentage (passant de 29,3 % à 24,3 %) sous l'effet des réformes instaurées sur cette période. L'augmentation des prestations implique un accroissement du revenu moyen et donc du seuil de taux de pauvreté (60 % du revenu moyen). Pour mesurer l'effet sur la pauvreté de chaque réforme, les auteurs du rapport ont neutralisé l'augmentation du seuil de pauvreté induit par ces réformes (colonne central). Avec la législation 2012 et les revenus de 2015, le seuil de pauvreté est estimé à 1 034 euros. Pour une famille monoparentale ayant deux enfants à charge, la revalorisation de l'ARS et celle du RSA ont contribuer à réduire le taux de pauvreté de 3,7 points, la réforme et la contribution de la revalorisation de l'ASF à la baisse de leur taux de pauvreté est de l'ordre de 1,5 point, à revenus primaires et comportements inchangés.

<footnote n="13">13. http://www.hcfea.fr/IMG/pdf/NOTE_2-2_Pauvrete_des_familles_et_redistribution.pdf</footnote>
## II.2. Recouvrement des « pensions alimentaires » et système fiscal et social

Les politiques sociales et fiscales corrigent donc en partie les difficultés spécifiques que rencontrent les parents isolés relativement aux autres, comme par exemple les majorations du RSA et de la prime d'activité accordées aux parents isolés pendant un à trois ans (selon l'âge du benjamin) et la demi-part fiscale supplémentaire pour les parents isolés. Néanmoins l'interaction des différents dispositifs fiscaux et sociaux est insuffisamment documentée. Or le traitement de différentes catégories de revenus dans les conditions de ressources du système fiscal et social peut avoir des effets inattendus sur le revenu disponible des familles monoparentales et donc sur le niveau de vie des personnes qui le composent. En particulier, le recouvrement des pensions alimentaires versées pour l'éducation et l'entretien des enfants (CEEE pour contribution à l'entretien et à l'éducation de l'enfant) au parent qui en a charge (donc le plus le souvent la mère) conduit dans certains cas à une baisse du revenu disponible et donc du niveau de vie du parent créditeur. Cette question est d'autant plus importante que les pouvoirs publics veulent encourager le recouvrement des pensions alimentaires et que la Caf en entamé une campagne de recrutement de conseillers dédiés à cette tâche. Après un divorce, la grande majorité des contributions (82 %) sont payées systématiquement, 8 % le sont irrégulièrement, et 12 % ne sont pas payées (Insee, 2015¹⁴). Ces statistiques ne concernent que les couples divorcés et ne tiennent pas compte des situations de séparation de parents non mariés pour lesquels les impayés existent aussi. Le ministère des Solidarités et de la santé avance un chiffre de 30 à 40 % de pensions totalement ou partiellement impayées<fnref n="15" />.

Depuis janvier 2017, pour renforcer la GIPA, l'Agence de recouvrement pour les impayés de pension alimentaire (ARIPA) procède au recouvrement des CEEE dues auprès des ex-conjoints débiteurs et facilite le versement par les CAF des aides sociales adaptées à chaque situation. L'objectif de l'ARIPA est de faire payer au parent débiteur les sommes dont il est redevable, ce qui a priori devrait améliorer le revenu disponible du parent créditeur et donc le niveau de vie des enfants. Un meilleur taux de recouvrement contribuerait également à la baisse des dépenses sociales. Il n'y a en effet aucune raison pour which the system social substitute au parent débiteur that the last element is in measure to pay the CEEE. Mais the recouvrement of the CEEE peut conduire to one a baisse du revenu disponible de nombreuses mères isolées (the parent créditeur is the plus souvent the mère), in reason of the treatment of this category of revenu in the fiscal and social. As such, a way to contre-intuitive, a better recouvrement of the pensions reduced the level of vie of certain mères isolées, the ones which are in the situations the plus précaires.

### Le niveau de la pension alimentaire et l'insolvabilité du parent débiteur

Les parents séparés voient leur niveau de vie baisser après la rupture, notamment du fait de la perte d'économies d'échelles associées à la vie en couple. En particulier les dépenses de logement pèsent sur le revenu des deux ex-conjoints. Cette perte de niveau de vie est la plupart du temps plus importante pour les femmes que pour les hommes car, lorsqu'elles sont en

<footnote n="14">14. https://www.insee.fr/fr/statistiques/2017506?sommaire=2017528</footnote>

<footnote n="15">15. https://solidarites-sante.gouv.fr/affaires-sociales/familles-enfance/droits-et-aides/article/l-agence-de-recouvrement-des-impayes-de-pensions-alimentaires-aripa</footnote>
couple, elles réduisent ou cessent plus souvent leur activité professionnelle pour s'occuper des enfants. Elles ont donc moins de ressources propres (Bonnet, Garbinti, & Solaz, 2016). Par ailleurs elles ont le plus souvent la garde principale des enfants. Les femmes sont donc particulièrement concernées par la situation de monoparentalité, bien que la proportion de pères isolés se soit accrue ces dernières années, passant de 11 % en 1990 à 15 % en 2011 (Acs & Lhommeau, 2015). Par ailleurs les pères n'ayant pas la garde de leur enfant après la séparation subissent également une perte de niveau de vie, car ils versent une CEEE et ont également des dépenses de logement plus élevées que s'ils étaient célibataires sans enfant à charge et ceci même quand ils n'accueillent leurs enfants qu'un week-end sur deux (Martin & Périvier, 2018).

Au moment de la séparation, la CEEE est fixée soit à l'amiable entre les deux parents, soit par un juge. Cette pension peut être monétaire ou en partie en nature (logement, loisirs, etc.). Le barème indicatif mis à disposition par la Chancellerie définit un montant de CEEE en pourcentage du revenu du parent débiteur, mais le juge arbitre en appréciant la situation dans son ensemble au cas par cas. La question du montant est d'autant plus complexe que les revenus des deux ex-con joints sont faibles. Lorsque le parent débiteur ne peut pas payer une contribution d'un montant suffisant pour l'éducation des enfants, le système social prend le relais avec l'Allocation de soutien familial dite complémentaire (ASFC). Il s'agit d'une prestation différentielle qui permet d'assurer une contribution minimale fixée à 115 euros par enfant et par mois. Par exemple si le juge fixe la CEEE à 50 euros, alors le parent ayant la garde de l'enfant recevra 65 euros en complément au titre de l'ASFC [2]. L'obtention de l'ASF est conditionnelle au fait que le parent isolé a fait valoir ses droits à pension alimentaire ou a entamé une procédure pour la fixation et le versement de la pension. En l'absence d'un ex-conjoint solvable, le parent isolé peut bénéficier de l'ASF à hauteur de 115 euros par enfant (on parle alors d'ASF non recouvrable). S'il existe un conjoint solvable et que la procédure est en cours, il peut également percevoir temporairement 115 euros par enfant au titre d'une ASF dite recouvrable (la Caf se remboursera sur les arriérés de pensions récupérés ultérieurement).

## L'incohérence du traitement des pensions alimentaires dans le système social

A priori, le versement d'une pension alimentaire est considéré comme un transfert de revenu. Ainsi, le parent débiteur déduit la pension versée de son revenu imposable et le parent créditeur l'ajoute à son revenu imposable. En cohérence, le calcul des prestations familiales sous condition de ressources et des aides au logement considère la pension reçue comme un revenu et permettent au parent débiteur de déduire la pension versée de sa base ressource. Mais la façon dont les CEEE sont prises en compte dans les barèmes sociaux et fiscaux pour les deux parents n'est pas toujours cohérente. En effet, le calcul du RSA et de la Prime d'activité revient à compter deux fois les CEEE dans les revenus des parents. La mère qui a la garde des enfants doit déclarer les CEEE reçues, ce qui réduit d'autant le montant de la prestation (par un mécanisme différentiel), mais en contrepartie elle bénéficie de suppléments pour enfants à charge au titre du RSA et de la Prime d'activité [3]. En revanche, le père ne peut pas déduire les contributions qu'il verse à son ex-conjointe de ses ressources dans le calcul du RSA ou de la Prime d'activité et il ne bénéficie d'aucun supplément de ces prestations au titre de la charge que représente cette contribution sur son niveau de vie. Lorsque les deux parents sont imposables et ne sont pas éligibles aux revenus sociaux (du type RSA ou Prime d'activité), le versement de la contribution
améliore alors la situation de la mère et son impact sur le niveau de vie de père est atténué par la déduction fiscale. Mais la situation est moins favorable pour des parents éligibles aux revenus sociaux.

### *Cas d'un parent isolé sans ressources propres ayant la charge d'un enfant*

Pour percevoir le RSA, le parent créancier a l'obligation de faire valoir ses droits à pension alimentaire auprès du parent débiteur. Dans le cas contraire, le montant forfaitaire du RSA (à partir duquel est calculé ce qui lui est versé) est réduit de 92 euros par enfant (ce qui correspond au montant de l'ASF avant revalorisation) alors que le parent créancier ne perçoit pas l'ASF. Le graphique 1 illustre l'effet du versement de la CEEE sur le revenu disponible du parent isolé sans revenu ayant un enfant à charge. Pour les niveaux de CEEE envisagés ici, le montant des aides au logement est indifférent au montant de la pension.

<figure><img src="image_16.png" /><figcaption>Graphique I.3. Évolution du revenu disponible d'un parent isolé sans revenu propre avec un enfant selon le montant de la CEEE recouvrée</figcaption></figure>

Le graphique II.3 montre que le revenu disponible du parent créditeur augmente avec le recouvrement de la CEEE due.

- Pour une CEEE due inférieure à 92 euros au titre de l'enfant à charge, son recouvrement permet le versement d'une ASF complémentaire pour un total (CEEE+ASF) de 115 euros par enfant, le montant de RSA reste inchangé puisque la part de la CEEE+ASF déduite du RSA est de 92 euros par enfant. Le revenu disponible du parent isolé augmente donc de 115 euros.

- Pour une CEEE due comprise entre 92 et 115 euros (entre l'ASF avant revalorisation et l'ASF), son versement implique le versement d'une ASF complémentaire pour un total CEEE+ASF de 115 euros par enfant, le montant de RSA est réduit de la différence entre le
montant de la CEEE et l'ASF avant revalorisation (par exemple de 10 euros pour une CEEE de 102 euros avec un enfant). Le revenu disponible du parent isolé augmente du montant de l'ASF (115 euros par enfant) diminué de la différence entre la CEEE et l'ASF avant revalorisation.

* Pour une CEEE due supérieure à 115 euros par enfant, la pension alimentaire ne donne pas droit à une ASF complémentaire et son recouvrement par le parent créditeur implique une baisse équivalente du montant de RSA. Le revenu disponible après recouvrement est augmenté du montant de l'abattement initial (92 €).

Cas d'un parent isolé ayant un salaire d'un SMIC et deux enfants à charge qui ne demande pas l'ASF

Dans ce cas, le parent isolé est éligible à la prime d'activité, ce qui n'exige pas contrairement au RSA de faire valoir ses droits à pension alimentaire. Ainsi, pour un parent isolé éligible à la prime d'activité qui ne demande pas l'ASF, chaque euro de CEEE reçu réduit d'un euro le montant de la prime d'activité. Bien que la somme du salaire, de la CEEE et de la Prime d'activité reste inchangée, le montant des aides au logement peut néanmoins diminuer. L'ensemble des tarifs calculés sur la base du quotient familial (notamment la cantine) augmente. Le graphique ci-dessous décrit l'évolution du revenu disponible d'une famille monoparentale avec 2 enfants en fonction du montant de la pension recouvrée lorsque le parent isolé est rémunéré au niveau du smic. Il ne rend pas compte de la hausse du coût de certains services pour le parent isolé.

<figure><img src="image_17.png" /><figcaption>Graphique 1.4. Évolution du revenu disponible d'un parent isolé rémunéré au Smic ayant deux enfants à charge selon le montant de la CEEE recouvrée, qui ne fait pas valoir ses droits à l'ASF</figcaption></figure>
Cas d'un parent isolé ayant un salaire d'un SMIC et deux enfants à charge qui demande l'ASF et
entame une procédure de recouvrement

Lorsque le parent entame des démarches de recouvrement et demande l'ASF recouvrable, la baisse de revenu supportée au moment où la pension est recouvrée peut être encore plus importante.

<figure><img src="image_18.png" /><figcaption>Graphique 1.5. Évolution du revenu disponible d'un parent isolé rémunéré au Smic ayant deux enfants à charge selon le montant de la CEEE recouvrée en cours de procédure percevant l'ASF recouvrable</figcaption></figure>

- Si la CEEE due est inférieure à 184 euros (soit 92 euros par enfant), son recouvrement permet le versement d'une ASF complémentaire pour un total (CEEE+ASF) de 230 euros pour les deux enfants, le montant de prime d'activité reste inchangé puisque la part de la CEEE+ASF déduite de la PA est de 92 euros par enfant. La somme du salaire, de l'ASF et de la prime d'activité reste inchangée mais le montant des aides au logement diminue. Ainsi le revenu disponible du parent isolé baisse ;

- Si la CEEE due est comprise entre 184 et 215 euros (entre l'ASF avant revalorisation et l'ASF moins 15 euros, qui correspond au seuil minimal de versement de l'ASF), son recouvrement implique le versement d'une ASF complémentaire pour un total CEEE et ASF de 230 euros pour les deux enfants : la somme de la CEEE et de l'ASF est inchangée. Mais le montant de la prime d'activité est réduit de la différence entre le montant de la CEEE et l'ASF avant revalorisation (par exemple de 16 euros pour une CEEE de 200 euros) : la somme du salaire, CEEE, ASF et prime d'activité diminue donc. Malgré cette baisse, le montant des aides au logement diminue puisque leur calcul traite le versement de la CEEE comme une hausse du revenu. Le revenu disponible du parent isolé baisse par deux canaux : la baisse de la prime d'activité et la baisse des aides au logement.
Enfin, si la CEEE due est supérieure 215 euros, elle ne donne pas droit à une ASF complémentaire et sa perception implique une baisse du montant de prime d'activité : avant recouvrement de la pension, le parent isolé percevait 230 euros d'ASF dont seulement 184 euros étaient déduits de la prime d'activité (soit un supplément de revenu lié à la perception de l'ASF de 46 euros) ; après recouvrement, pour chaque euro de pension recouvré le parent isolé voit le montant de sa prime d'activité réduit de 1 euro. Le recouvrement de la pension implique donc une baisse de 46 euros de la somme du salaire, de la CEEE, de l'ASF et de la prime d'activité. A cette baisse s'ajoute une réduction des aides au logement et ce d'autant plus que le montant de pension est élevé. Pour un parent isolé avec deux enfants, la perte maximale supportée au moment du recouvrement est de 160 euros par mois et correspond à une CEEE de 400 euros (soit 200 euros par enfant). Ce niveau de pension versée est celui dû par un parent non-gardien gagnant environ 2 000 euros par mois (selon le barème de la Chancellerie pour une garde classique).

## Encadré 3. La contribution à l'entretien, à l'éducation de l'enfant, CEEE, dans le système socio-fiscal

* La CEEE est imposable à l'impôt sur le revenu pour le parent créditeur et le parent débiteur le déduit de son revenu imposable ;

* Si le montant de la CEEE est faible, la Caf verse une ASFC, Allocation de solidarité familiale complémentaire telle que la somme de la CEEE et de l'ASFC soit égale à 115 euros par enfant. Il existe toutefois un minimum de versement de 15 euros pour l'ASF complémentaire. Par exemple avec un enfant, il n'y a pas d'ASFC pour une CEEE de 101 euros). La prise en compte de l'ASFC dans la base de calcul du RSA et de la prime d'activité est complexe : pour une pension inférieure à 92 euros par enfant, on déduit l'écart entre la CEEE et 92 euros x nombre d'enfants, pour une CEEE comprise entre 92 et 115 euros par enfant, on ne déduit pas l'ASFC ;

* La CEEE est incluse dans les bases ressources pour le calcul des prestations familiales sous condition de ressource (ARS, AB, CF notamment) ou dégressives (AF principalement) ;

* La CEEE est incluse dans la base ressources pour le calcul des aides au logement : au-delà d'un seuil de revenu (y compris CEEE) qui dépend de la taille de la famille (715 euros avec un enfant et 732 euros avec 2 enfants par exemple) ;

* La CEEE est incluse dans le revenu servant au calcul du QF utilisé pour fixer les tarifs de cantine, péri-scolaire, transports, ... : la perception d'une pension peut donc augmenter le coût de ces services pour les familles monoparentales.

* La CEEE est également prise en compte pour le calcul du RSA et de la prime d'activité.

### 1) Exemple simple d'une personne sans revenu, avec un enfant de plus de 3 ans :

$$ \text{Avant recouvrement : } Rdisp_0 = \text{RSA} = \text{Forfait RSA} - 92 \, \euro $$

$$ \begin{align*} \text{Après recouvrement : } Rdisp_1 &= \text{RSA} + \text{CEEE} + \text{ASFC} \\ Rdisp_1 &= (\text{Forfait RSA} - \text{CEEE} - (92 \, \euro - \text{CEEE})) + \text{CEEE} + \text{ASFC} \\ Rdisp_1 &= (\text{Forfait RSA} - 92 \, \euro) + 115 \, \euro \end{align*} $$

$$ Rdisp_1 - Rdisp_0 = 115 \, \euro $$
2) Exemple simple d'une personne sans revenu, avec un enfant de plus de 3 ans :

Avant recouvrement : $Rdisp_0 = RSA = \text{Forfait RSA} - 92 \, \euro$

Après recouvrement :
\begin{align*}
Rdisp_1 &= RSA + \text{CEEE} + \text{ASFC} \\
Rdisp_1 &= (\text{Forfait RSA} - \text{CEEE}) + \text{CEEE} + \text{ASFC} \\
Rdisp_1 &= (\text{Forfait RSA} - \text{CEEE}) + 115 \, \euro
\end{align*}

$Rdisp_1 - Rdisp_0 = 115 \, \euro - (\text{CEEE} - 92 \, \euro)$

3) Exemple simple d'une personne sans revenu, avec un enfant de plus de 3 ans :

Avant recouvrement : $Rdisp_0 = RSA = \text{Forfait RSA} - 92 \, \euro$

Après recouvrement :
\begin{align*}
Rdisp_1 &= RSA + \text{CEEE} \\
Rdisp_1 &= (\text{Forfait RSA} - \text{CEEE}) + \text{CEEE} = \text{Forfait RSA}
\end{align*}

$Rdisp_1 - Rdisp_0 = 92 \, \euro$

Pour éviter que le niveau de vie de certains parents baisse à la suite du paiement de la CEEE par leur ex-conjoint, il convient donc d'adopter une approche globale. Il est légitime de mettre en place les procédures facilitant le recouvrement des impayés de pensions alimentaires, car il n'y a aucune raison que l'État se substitue au parent débiteur lorsque celui-ci est en mesure de contribuer à l'entretien et à l'éducation de ses enfants. Mais lorsque la CEEE est effectivement payée, non seulement l'État ne verse plus l'ASF, mais il verse moins d'aides sociales diverses (allocations logement, RSA, prime d'activité), ce qui réduit la voilure des dépenses sociales et grève d'autant le revenu disponible des mères isolées et le niveau de vie de leurs enfants. Pour améliorer la situation des mères isolées, il ne suffira donc pas de recouvrer les pensions dues, mais il faudra revoir l'articulation du paiement des CEEE avec le système social et fiscal. Des travaux sont en cours au Haut Conseil de la famille, de l'enfance et de l'âge (HCFEA) et des propositions allant de ce sens seront formulées avant l'été.
# III. L'accès au marché du travail des parents isolés

## III.1. Participation au marché du travail et chômage

*Les mères isolées sont moins actives et davantage au chômage*

Les statistiques descriptives présentées dans la première section de ce rapport montrent que les parents isolés sont dans une situation moins favorable sur le marché du travail que les parents vivant en couple. Ils sont plus affectés par le chômage et sont moins actifs. Les emplois auxquels ils ont accès sont de qualité dégradée, davantage de CDD et moins de CDI. Ces difficultés sont plus importantes pour les mères isolées que pour les pères isolés, ce qui s'explique en partie par les inégalités professionnelles entre les sexes en général, inégalités renforcées par la situation de monoparentalité.

Les graphiques III.1 et III.2 montrent l'évolution des taux d'activité et des taux de chômage des mères et pères isolés et vivant en couple entre 2013 et 2018. Les mères isolées représentent la catégorie la plus affectée par le chômage et pour laquelle les taux d'activité sont les plus faibles en 2018. Alors qu'en 2013, le taux d'activité des mères isolées était supérieur à celui des mères vivant en couple, ce n'est plus le cas aujourd'hui (voir Acs et al., 2016). Ceci traduit à la fois la montée du taux de participation des mères vivant en couple sous l'effet de la marginalisation du modèle de Monsieur Gagnepain, et la baisse des taux d'activité des mères isolées. Elles subissent un taux de chômage supérieur à toutes les autres catégories. Le taux de chômage des pères isolés s'est réduit en 2015, il atteint le niveau de celui des mères vivant en couple.

Pour expliquer ces inégalités que subissent les mères isolées, nous procédons à une analyse économétrique permettant de tenir compte des différences de caractéristiques des mères isolées relativement aux mères vivant en couple, en particulier leur niveau d'éducation moindre qui peut expliquer les écarts de chômage. La même analyse est menée pour les hommes.
<figure><img src="image_19.png" /><figcaption>Graphique III.1. Évolution des taux d'activité des mères et des pères ayant au moins un enfant de moins de 25 ans</figcaption></figure>

Champ : parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu, Insee, calculs OFCE.

<figure><img src="image_20.png" /><figcaption>Graphique III.2. Évolution des taux d'activité des mères et des pères ayant au moins un enfant de moins de 25 ans</figcaption></figure>

Champ : parents ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu, Insee, calculs OFCE.
En 2018, les mères isolées sont davantage frappées par le chômage découragé dans les zones de chômage élevé

Afin de mieux comprendre l'écart d'activité des mère isolées et mère vivant en couple nous procédons à l'estimation de plusieurs modèles permettant de contrôler de différents facteurs pouvant expliquer la probabilité de participer au marché du travail des mères isolées relativement à celle des mères vivant en couple. Les résultats de ces estimations sont reportés dans le tableau III.1.

Lorsque l'on tient compte de la configuration familiale (nombre d'enfant et présence d'au moins un enfant de moins de trois ans), les mères isolées ont une probabilité encore plus faible d'être active que les mères vivant en couple, ce qui reflètent les difficultés liées à l'articulation entre vie familiale et vie professionnelle qui pèsent sur l'activité des mères isolées relativement aux mères vivant en couple (modèle 1). L'effet de la monoparentalité sur la probabilité d'être active perd sa significativité lorsque l'on tient compte des caractéristiques individuelles (âge et niveau de diplôme). Le niveau d'éducation plus faible des mères isolées relativement aux mères vivant en couple expliquent leur moindre participation au marché du travail (modèle 2). Ainsi à niveau d'éducation identique et en tenant compte de la configuration familiale, il n'y a plus de différence significative entre la probabilité de participation au marché du travail des deux catégories de femmes. La tendance mise en évidence par Acs et al. (2015) se poursuit après 2012 : les caractéristiques relatives des mères isolées par rapport aux mères vivant en couples se sont dégradées.

Le modèle 4 intègre des variables relatives à l'environnement et notamment le taux de chômage des femmes du département d'habitation. Un marché du travail dégradé peut avoir un effet différent sur la participation des mères selon qu'elles sont isolées ou qu'elles vivent en couple. Lorsque l'on prend en compte l'effet spécifique du chômage sur les mères isolées en introduisant une variable d'interaction entre le taux de chômage des femmes par département et le fait d'être une mère isolée, l'effet de la monoparentalité devient significatif et positif. Ainsi, la moindre activité des mères isolées relativement aux mères en couple s'explique en partie par l'effet du chômage qui affecte davantage les mères isolées. Le coefficient de l'interaction entre le taux de chômage de femmes par département et le fait d'être une mère isolée relativement à être une mère en couple, est négatif et significatif : indiquant un effet moyen défavorable du chômage sur la participation des mères isolée relativement aux mères vivant en couple. Ce coefficient est faible, mais il peut cacher un effet hétérogène du chômage sur l'activité selon son niveau.

Pour rendre ce résultat plus lisible et préciser cet effet, nous avons calculé l'effet marginal du taux de chômage sur la participation au marché du travail des mères isolées relativement aux mères vivant en couple. Afin de montrer que cet effet varie selon le niveau de chômage, nous avons calculé cet effet en partant du niveau de taux de chômage départemental des femmes le plus faible (soit 5,3 % ou niveau le plus élevé, soit 14,6 %). Ces résultats sont reportés dans le graphique III.3.
<table><caption>Tableau III.1. Estimation de la probabilité d'être active (modèle probit) des mères ayant au moins un enfant de moins de 25 ans en 2013 et 2018</caption><thead><tr><th rowspan="3"></th><th colspan="7">FEMMES (probabilité d'être active)</th></tr><tr><th rowspan="2">Taux d'activité</th><th colspan="5">2018</th><th>2013</th></tr><tr><th>Modèle 0</th><th>Modèle 1</th><th>Modèle 2</th><th>Modèle 3</th><th>Modèle 4</th><th>Modèle 4</th></tr></thead><tbody><tr><td>Vivre en couple</td><td>81,59</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Être isolé-e</td><td>80,22</td><td>-0,0506***<br>(0,001)</td><td>-0,149***<br>(0,000)</td><td>-0,0214<br>(0,191)</td><td>0,0147<br>(0,375)</td><td>0,363***<br>(0,000)</td><td>0,120<br>(0,185)</td></tr><tr><td>Interaction « être isolée » et « taux de chômage des femmes par département »</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>non</td><td>non</td><td>-0,0384***<br>(0,000)</td><td>-0,00483<br>(0,581)</td></tr><tr><td>Nombre d'enfant</td><td></td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Enfant de moins de 3 ans</td><td></td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Âge</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Diplôme</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Être née en France</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Taille de la commune d'habitation</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Taux de chômage des femmes du département</td><td></td><td>non</td><td>non</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td></td><td>59 805</td><td>59 805</td><td>59 504</td><td>59 504</td><td>59 504</td><td>59 504</td></tr></tbody></table>

p-values in parentheses

* p < 0,05 ; ** p < 0,01 ; *** p < 0,001.

Champ : femmes ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu 2018 et 2013, Insee, calculs OFCE.

Alors que dans les départements où le taux de chômage des femmes est faible, les mères isolées participent davantage au marché du travail que les mères vivant en couple, toutes choses égales par ailleurs, elles sont moins actives relativement aux mères en couple dans les départements où le taux de chômage des femmes est le plus élevé. Ces effets sont statistiquement significatifs. Ainsi en 2018, si le taux de chômage des femmes est de 6 %, le taux d'activité des mères isolées est supérieur de 2,6 points à celui des mères vivant en couple, toutes choses égales par ailleurs. En revanche dans les départements où le taux de chômage des femmes est de 14 %, leur taux d'activité est de 5,3 points de pourcentage inférieur à celui des mères vivant en couple, toutes choses égales par ailleurs.

Nous proposons plusieurs interprétations non exclusives de ce résultat. Les mères isolées peuvent être davantage découragées de rechercher un emploi relativement aux mères vivant en couple lorsque le chômage est élevé, anticipant des difficultés pour trouver un emploi qui soit compatible avec leurs contraintes familiales, plus fortes que celles des mères vivant en couple. En outre, les emplois disponibles dans les zones de fort chômage peuvent être de qualité dégradée, ce qui amplifie les difficultés d'organisation des mères isolées relativement à celles vivant en couple, toutes choses égales par ailleurs. Il est également possible, même si l'analyse des données ne permet pas de conclure sur ce point que les mères isolées soient victimes de discrimination relativement aux mères vivant en couple : dans une situation de fort chômage, les employeurs peuvent avoir un large choix de candidatures, ils peuvent anticiper les difficultés
<figure><img src="image_21.png" /><figcaption>Graphique III.3. Effet du chômage sur le taux d'activité des mères isolées relativement aux mères en couple en points de pourcentage en 2018</figcaption></figure>

Lecture : dans les départements dans lesquels le taux de chômage des femmes est de 12 %, la probabilité des mères isolées de participer au marché du travail est de 2,7 points plus faible que celle des mères vivant en couple toutes choses égales.

Source : Enquête emploi en continu 2018, Insee, calculs OFCE.

accrues d'organisation des isolées et les recruter moins souvent que les mères vivant en couple. Ainsi un taux de chômage élevé serait davantage défavorable aux mères isolées qu'aux mères vivant en couple, ce qui les conduit à se retirer du marché du travail. En revanche lorsque le chômage est faible, les employeurs faisant face à un marché du travail tendu, et ont davantage de difficultés à recruter, les candidatures des mères isolées ne seraient plus écartées. De façon générale les mères isolées participent davantage au marché du travail lorsque le chômage est faible relativement aux mères vivant en couple. Ceci pourrait s'expliquer par le fait qu'elles ont une plus grande nécessité économique car elles ne peuvent pas compter sur les revenus d'un conjoint.

En 2013, on n'observe pas d'effet spécifique du chômage sur la participation des mères isolées au marché du travail relativement aux mères vivant en couple

Les estimations ont été réalisées pour l'année 2013 (dernière colonne du tableau III.1). Les résultats montrent qu'en 2013, toutes choses égales par ailleurs, les mères isolées sont légèrement plus actives que les mères vivant en couple, mais cette différence n'est pas statistiquement significative. Par ailleurs, l'interaction entre le taux de chômage des femmes par département et la monoparentalité était non significatif. Ainsi, contrairement à 2018, le chômage n'a pas d'effet spécifique sur le comportement d'activité des mères isolées relativement à celui des mères vivant en couple.

Cette évolution entre 2013 et 2018 peut s'expliquer par plusieurs tendances. Plusieurs hypothèses peuvent être avancées pour expliquer cet effet du chômage sur la participation des mères isolées : la reprise de l'emploi amorcée en 2012 a peut-être été plus favorable aux mères
vivant en couple relativement aux mères isolées. Cela pourrait s'expliquer soit par le fait que les mères isolées sont concentrées dans les emplois qui n'ont pas connus de reprise, ou encore n'ont pas été soutenus par des politiques de l'emploi permettant maintenir l'emploi dans certains secteurs. En particulier les contrats aidés qui ont été fortement réduit en 2017 et qui concernait de façon importante les mères isolées, est un facteur qui peut expliquer la montée de l'effet du chômage sur l'inactivité des mères isolées. Enfin, on ne peut pas exclure une possible discrimination statistique à l'encontre des mères isolées relativement aux autres catégories de demandeurs d'emploi : les employeurs anticipant des problèmes organisationnels qui affectent particulièrement cette catégorie de parents.

## Les pères isolés sont moins actifs que les pères vivant en couple en 2018 toutes choses égales par ailleurs

Contrairement aux femmes, après avoir contrôler des caractéristiques individuelles, de l'environnement, les pères isolés sont moins actifs que les pères vivant en couple. Cet effet n'était pas significatif en 2013, alors qu'il l'est en 2018. Le coefficient de l'interaction entre la monoparentalité et le taux de chômage n'est pas significatif indiquant que le chômage n'affecte pas particulièrement les pères isolés relativement aux pères vivant en couple.

<table><caption>Tableau III.2. Estimation de la probabilité d'être actif (modèle probit) des pères ayant au moins un enfant de moins de 25 ans en 2013 et 2018 et comparaison avec les mères</caption><thead><tr><th rowspan="3"></th><th colspan="4">2013</th><th colspan="4">2018</th></tr><tr><th colspan="2">FEMMES</th><th colspan="2">HOMMES</th><th colspan="2">FEMMES</th><th colspan="2">HOMMES</th></tr><tr><th colspan="2">(Probabilité d'être active)</th><th colspan="2">(Probabilité d'être actif)</th><th colspan="2">(Probabilité d'être active)</th><th colspan="2">(Probabilité d'être actif)</th></tr><tr><th></th><th>Taux d'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Taux d'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Taux d'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Taux d'activité</th><th>Modèle 4</th></tr></thead><tbody><tr><td>Vivre en couple</td><td>80,57</td><td>ref.</td><td>92,72</td><td>réf.</td><td>81,59</td><td>réf.</td><td>92,32</td><td>réf.</td></tr><tr><td>Être isolé-e</td><td>81,1</td><td>0,120<br>(0,185)</td><td>86,97</td><td>-0,190<br>(0,328)</td><td>80,22</td><td>0,363***<br>(0,000)</td><td>88,44</td><td>-0,355*<br>(0,037)</td></tr><tr><td>Interaction « être isolé-e » et « taux de chômage des femmes/hommes par département »</td><td></td><td>-0,00483</td><td></td><td>-0,00658</td><td></td><td>-0,0384***</td><td></td><td>0,0148</td></tr><tr><td>Nombre d'enfant</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Enfant de moins de 3 ans</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Âge</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Diplôme</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Être née en France</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Taille de la commune d'habitation</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td></td><td>63626</td><td></td><td>53366</td><td></td><td>59504</td><td></td><td>49681</td></tr></tbody></table>

p-values in parentheses

* p < 0.05 ; ** p < 0.01 ; *** p < 0.001.

Champ : Femmes/ hommes ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu 2018 et 2013, Insee, calculs OFCE.
### III.2. Emploi et temps partiel subi des parents isolés relativement aux parents vivant en couple

**Les parents isolés ont une probabilité plus faible toutes choses égales par ailleurs d'être en emploi relativement aux parents vivant en couple**

Pour analyser la probabilité d'être en emploi pour les parents isolés, hommes et femmes, relativement aux parents vivant en couple, nous estimons la probabilité d'emploi des deux groupes de parents en introduisant une sélection dans l'activité afin de neutraliser les effets liés aux différences de comportements d'activité décrits précédemment. Il s'agit alors de comparer la probabilité d'avoir un emploi pour les mères isolées (pères isolés) relativement aux mères vivant en couple en contrôlant des caractéristiques individuelles, pour celles (ceux) qui sont actifs. Les résultats sont présentés dans le tableau III.3. Pour les femmes comme pour les hommes, une fois sur le marché du travail, leur probabilité d'être en emploi est toutes choses égales par ailleurs plus faible lorsqu'elles et ils sont parents isolés relativement à être en couple. Cet effet est significatif et vaut pour 2013 comme pour 2018. Il s'est légèrement renforcé pour les hommes en 2018.

Estimation de la probabilité d'être en emploi (modèle probit) avec sélection de l'activité des mères (pères) ayant au moins un enfant de moins de 25 ans en 2013 et 2018

**Les parents isolés actifs sont davantage au chômage et à temps partiel subi que les parents vivant en couple toutes choses égales par ailleurs**

Pour préciser l'effet de la monoparentalité toutes choses égales par ailleurs sur différents niveaux d'insertion dans l'emploi, nous procédons à une régression logistique multinomiale avec comme référence « être en emploi à temps plein ou à temps partiel non subi ». Cette situation est comparée avec trois niveaux d'insertion sur le marché du travail : « être inactif », « être au chômage » ou « être en temps partiel subi ».

En 2018 comme en 2013, toutes choses égales par ailleurs, les mères isolées (les pères isolés) ont une probabilité d'être inactive relativement à être en emploi significativement plus élevée que les mères vivant en couple (les pères vivant en couple). Cet effet n'était pas significatif en 2013 pour les femmes uniquement.

Par ailleurs « être parent isolé » relativement à « être un parent vivant en couple » accroît significativement la probabilité d'être au chômage et d'être à temps partiel subi relativement à être emploi à temps plein ou à temps partiel non subi. Ceci confirme les difficultés spécifiques auxquelles sont confrontés les parents isolés en matière d'insertion dans l'emploi. Ces difficultés ne sont pas dues à leurs caractéristiques observables puisque les estimations permettent de contrôler pour ces différences entre parents isolés et parents vivant en couple.

Cette situation plus défavorable pourrait s'expliquer par un traitement plus défavorable des parents isolés relativement aux parents vivant en couple s'apparentant à une forme de discrimination. Il est également possible que ces catégories de personnes étant dans une situation personnelle potentiellement plus défavorable aient plus de difficulté à s'insérer dans l'emploi. Les informations disponibles dans les enquêtes mobilisées dans ce rapport ne permettent pas de conclure sur ce point.
<table><caption>Tableau III.3. Estimation de la probabilité d'être actif (modèle probit) des pères ayant au moins un enfant de moins de 25 ans en 2013 et 2018 et comparaison avec les mères</caption><thead><tr><th rowspan="3"></th><th colspan="6">2013</th><th colspan="6">2018</th></tr><tr><th colspan="3">FEMMES</th><th colspan="3">HOMMES</th><th colspan="3">FEMMES</th><th colspan="3">HOMMES</th></tr><tr><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi avec sélection dans l'activité)</th><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi avec sélection dans l'activité)</th><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi pour les femmes actives)</th><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi avec sélection dans l'activité)</th><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi pour les hommes actifs)</th><th colspan="3">(Probabilité d'être en emploi avec sélection dans l'activité)</th></tr><tr><th></th><th>Modèle 6</th><th>Sélection dans l'activité</th><th>Modèle 6</th><th>Sélection dans l'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Modèle 5</th><th>Modèle 6</th><th>Sélection dans l'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Modèle 5</th><th>Modèle 6</th><th>Sélection dans l'activité</th><th>Modèle 4</th><th>Modèle 5</th><th>Modèle 6</th><th>Sélection dans l'activité</th></tr></thead><tbody><tr><td>Vivre en couple</td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td></tr><tr><td>Être isolé-e</td><td>-0,395***<br>(0,000)</td><td>0,120<br>(0,252)</td><td>-0,271***<br>(0,000)</td><td>-0,185<br>(0,342)</td><td>-0,370***<br>(0,000)</td><td>-0,255*<br>(0,015)</td><td>-0,355***<br>(0,000)</td><td>0,364***<br>(0,015)</td><td>-0,370***<br>(0,000)</td><td>-0,255*<br>(0,015)</td><td>-0,355***<br>(0,000)</td><td>0,364***<br>(0,015)</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Interaction « être isolé-e » et « taux de chômage des femmes/ hommes par département »</td><td>non</td><td>-0,00366</td><td>non</td><td>-0,00716</td><td>non</td><td>-0,0129</td><td>non</td><td>-0,0386***</td><td>non</td><td>-0,0129</td><td>non</td><td>-0,0386***</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>(p value)</td><td>non</td><td>(0,671)</td><td>non</td><td>(0,671)</td><td></td><td>(0,263)</td><td>non</td><td>oui</td><td></td><td>(0,263)</td><td>non</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre d'enfant</td><td>non</td><td>réf.</td><td>non</td><td>réf.</td><td>oui</td><td>oui</td><td>non</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>non</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Présence d'au moins un enfant de moins de trois ans</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Âge</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Niveau d'éducation</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Être né en France</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taille de la commune d'habitation</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Taux de chômage du département selon le sexe</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td>oui</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Observations</td><td colspan="3">63 626</td><td colspan="3">53 366</td><td colspan="3">48 496</td><td colspan="3">48 496</td><td colspan="3">59 504</td><td colspan="3">48 496</td><td colspan="3">59 504</td></tr></tbody></table>

p-values in parentheses

* p < 0.05 ; ** p < 0.01 ; *** p < 0.001.

Champ : Femmes/ hommes ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu 2018 et 2013, Insee, calculs OFCE.
<table><caption>Tableau III.4. Régression logitique multinomiale avec comme référence « être en emploi à temps plein ou à temps partiel non subi »</caption><thead><tr><th rowspan="3"></th><th colspan="6">2013</th><th colspan="6">2018</th></tr><tr><th colspan="3">FEMMES</th><th colspan="3">HOMMES</th><th colspan="3">FEMMES</th><th colspan="3">HOMMES</th></tr><tr><th>Inactivité</th><th>Chômage</th><th>Temps partiel subi</th><th>Inactivité</th><th>Chômage</th><th>Temps partiel subi</th><th>Inactivité</th><th>Chômage</th><th>Temps partiel subi</th><th>Inactivité</th><th>Chômage</th><th>Temps partiel subi</th></tr></thead><tbody><tr><td>Vivre en couple</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td><td></td><td>réf.</td></tr><tr><td>Être isolé-e</td><td>0,0518<br>(0,103)</td><td>0,803***<br>(0,000)</td><td>0,401***<br>(0,000)</td><td>0,579***<br>(0,000)</td><td>0,650***<br>(0,000)</td><td>0,719***<br>(0,000)</td><td>0,132***<br>(0,000)</td><td>0,778***<br>(0,000)</td><td>0,448***<br>(0,000)</td><td>0,469***<br>(0,000)</td><td>0,523***<br>(0,000)</td><td>0,562***<br>(0,000)</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Présence d'au moins un enfant de moins de 3 ans</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Âge</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Niveau d'éducation</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Être né-e en France</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Taille de la commune d'habitation</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Taux de chômage des femmes / hommes du département</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td><td></td><td>oui</td></tr><tr><td>Observations</td><td></td><td>59 504</td><td></td><td>63 626</td><td></td><td>59 504</td><td></td><td>59 504</td><td></td><td>53 366</td><td></td><td>53 366</td></tr></tbody></table>

p-values in parentheses

Champ : Femmes/ hommes ayant au moins un enfant de moins de 25 ans.

Source : Enquêtes emploi en continu 2018 et 2013, Insee, calculs OFCE.

<footnote>* p < 0.05 ; ** p < 0.01 ; *** p < 0.001.</footnote>
### III.3. Les contrats aidés : quelles spécificités pour les parents isolés ?

Les contrats aidés sont des contrats de travail particuliers, subventionnés par l'État, qui ont pour objectif de favoriser l'embauche et l'accompagnement dans l'emploi, notamment des personnes ayant des difficultés particulières d'accès à l'emploi<fnref n="16" />. Or, « être parent isolé » entraîne des difficultés d'accès à l'emploi, d'autant plus que les enfants sont jeunes, comme l'a montré la section précédente. En 2017, le nouveau gouvernement a réorienté les politiques d'emploi vers la formation et insertion par l'activité économique plutôt que par le recours aux emplois aidés. Il s'en est suivi une forte baisse du nombre de contrats aidés en 2017-2018. En outre, d'après l'EEC, en 2018, 17 % des parents isolés avec un enfant de moins de 25 ans étaient inscrits à Pôle emploi depuis 1 an ou plus, contre 8,5 % pour l'ensemble des personnes âgées de 15 à 61 ans. Les parents isolés peuvent donc constituer une population particulièrement concernée par les contrats aidés, ainsi cette catégorie peut être également davantage affectée par la baisse du volume de contrats aidés amorcée en 2017.

On constate en effet une baisse du nombre de parents isolés en contrat aidé (contrats uniques d'insertion (CUI), hors emplois d'avenir) en 2018 (graphique III.4), qui passe de 26 400 en 2016 à 17 500, soit une baisse d'un tiers. La part des parents isolés en contrat aidé dans l'ensemble des contrats aidés se maintient à près de 13 % en 2018, un niveau comparable à celui observé en 2015-2016. Ces premiers chiffres indiquent donc que les parents isolés auraient été touchés autant que les autres populations qui sont en difficulté d'accès à l'emploi.

<figure><img src="image_22.png" /><figcaption>Graphique III.4. Évolution du nombre et de la part des parents isolés parmi les personnes en contrat aidé (CUI hors emploi d'avenir)</figcaption></figure>

Champ : France métropolitaine, contrats aidés de type contrat unique d'insertion (CUI).

Source : Enquête emploi en continu, Insee, calculs OFCE.

<footnote n="16">16. Suivant la Dares, « sont considérées en difficulté les personnes de moins de 26 ans de niveau de formation inférieur au baccalauréat, les personnes de 50 ans ou plus, les personnes inscrites à Pôle emploi depuis plus de 1 an et les bénéficiaires de minima sociaux. »</footnote>
## Qui sont les parents isolés en contrat aidé ?

Les parents isolés en contrat aidé sont presque exclusivement des femmes (96,9 %) alors que la proportion de femmes parmi les bénéficiaires d'un contrat aidé est de 59,7 % en 2018 (tableau III.5). Elles sont plus concentrées dans la tranche d'âge 25-49 ans. Elles résident plus souvent (14,9 % contre 10,7 % pour l'ensemble) en zone urbaine sensible (ZUS) et sont deux fois plus souvent bénéficiaires du RSA (7,8 % contre 3,5 % pour l'ensemble). Elles sont davantage dans le secteur public et les métiers qu'elles exercent sont en grande majorité liés aux services à la personne et à la collectivité, et en premier lieu des métiers auprès des enfants (34 % contre 22 % pour l'ensemble).

## Être une mère isolée augmente la probabilité d'être en contrat aidé

Nous comparons la probabilité pour une mère isolée d'être en contrat aidé par rapport à une mère vivant en couple, afin d'illustrer dans quelle mesure les mères isolées bénéficient plus spécifiquement des contrats aidés. Nous estimons un modèle logit expliquant le fait d'être en contrat aidé pour les mères isolées et en couple qui sont en emploi sur la période 2013-2018. Une estimation simple indique une corrélation positive entre le fait d'être une mère isolée et celui d'être en contrat aidé sur la période 2013-2018 (tableau III.5, modèle (1)).

Cette corrélation peut s'expliquer par les caractéristiques spécifiques des personnes en contrat aidé, qui concerneraient davantage les mères isolées que les mères en couple : par exemple les mères isolées étant moins qualifiées que les mères vivant en couple, les contrats aidés étant ciblé sur un public moins qualifié, elles en sont de fait davantage bénéficiaires. L'estimation intègre des contrôles relatifs aux caractéristiques individuelles (âge, diplôme, pays de naissance, origine des parents, lieu de résidence, durée d'inscription à Pôle emploi d'au moins un an). Ces caractéristiques correspondent à des critères assez proches de ceux qui déterminent l'entrée en contrat aidé et qui sont mobilisables dans l'enquête emploi<fnref n="17" />. Ils peuvent également signaler une difficulté particulière dans l'accès à l'emploi, que ce soit notamment pour des questions liées à la maîtrise de la langue dans le cas des étrangers ou plus généralement de discrimination à l'embauche. Les conditions locales du marché du travail sont prises en compte en incluant dans l'estimation une variable relative au taux de chômage annuel départemental des femmes. L'ensemble de ces variables de contrôle est proche de celui mobilisé dans la section précédente. Un effet fixe annuel permet de contrôler de l'évolution des enveloppes de contrat aidé chaque année.

Les estimations indiquent une corrélation positive et plus faible lorsque les contrôles sont introduits dans l'estimation (tableau III.5, modèle 2). La corrélation reste toutefois largement significative et le ratio de chance estimé (ou odds ratio) indique qu'une mère isolée a deux fois plus de chances d'être en contrat aidé en moyenne entre 2013 et 2018 toutes choses égales par ailleurs. Les contrôles sont généralement significatifs et de signe attendu. Les femmes de moins de 25 ans et de 50 ans et plus sont sur-représentées. Un niveau de diplôme plus élevé réduit la probabilité d'être en contrat aidé. La présence d'un enfant de moins de trois ans, ainsi que le fait

<footnote n="17">17. Benoteau I. et V. Rémy (2015) : Quels liens les bénéficiaires de contrats aidés entretiennent-ils avec le marché du travail ? Une description à partir du *Panel 2008* », *Économie et statistique*, n° 477, pp. 53-83.</footnote>
<table><caption>Tableau III.5. Estimation de la probabilité d'être en contrat aidé, mères isolées versus mères en couple avec au moins 1 enfant de moins de 25 ans dans le ménage, régressions logit</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Modèle 1</th><th>Modèle 2</th><th>Modèle 3</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="2">Vivre en couple</td><td></td><td>réf.</td><td></td></tr><tr><td colspan="2">Être isolée</td><td>1,09***<br>(0,0414)</td><td>0,73***<br>(0,0440)</td><td>0,63***<br>(0,0816)</td></tr><tr><td rowspan="5">Âge</td><td>de 15 à 24 ans</td><td></td><td>1,14***<br>(0,1197)</td><td>1,108***<br>(0,2098)</td></tr><tr><td>de 25 à 49 ans</td><td></td><td></td><td>réf.</td></tr><tr><td>50 ans et plus</td><td></td><td>0,11*<br>(0,0520)</td><td>0,12<br>(0,0915)</td></tr><tr><td>Inférieur au niveau CAP-BEP</td><td></td><td></td><td>réf.</td></tr><tr><td>Niveau CAP-BEP</td><td></td><td>-0,05<br>(0,0574)</td><td>-0,06<br>(0,0996)</td></tr><tr><td rowspan="3">Diplôme</td><td>Niveau BAC</td><td></td><td>-0,09<br>(0,0605)</td><td>-0,07<br>(0,1064)</td></tr><tr><td>Supérieur au niveau BAC</td><td></td><td>-0,86***<br>(0,0651)</td><td>-0,70***<br>(0,1138)</td></tr><tr><td>Au moins 1 enfant de moins de 3 ans</td><td></td><td>0,15*<br>(0,0646)</td><td>0,12<br>(0,1138)</td></tr><tr><td colspan="2">Naissance en France</td><td></td><td>réf.</td><td></td></tr><tr><td colspan="2">Être né à l'étranger</td><td></td><td>0,19**<br>(0,0599)</td><td>0,11<br>(0,1048)</td></tr><tr><td colspan="2">Descendante d'immigré(s)</td><td></td><td>0,41***<br>(0,0621)</td><td>0,40***<br>(0,1077)</td></tr><tr><td colspan="2">Résidente en zone urbaine sensible</td><td></td><td>0,34***<br>(0,0717)</td><td>0,31*<br>(0,1239)</td></tr><tr><td colspan="2">Bénéficiaire du RSA</td><td></td><td></td><td>0,92***<br>(0,1167)</td></tr><tr><td colspan="2">Bénéficiaire de l'AAH</td><td></td><td></td><td>2,21***<br>(0,2635)</td></tr><tr><td colspan="2">Inscrit-e à Pôle emploi depuis 1 an ou plus</td><td></td><td>2,37***<br>(0,0440)</td><td>2,40***<br>(0,0770)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2013</td><td></td><td>-0,17***<br>(0,0509)</td><td>-0,22*<br>(0,0913)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2014</td><td></td><td>0,05<br>(0,0458)</td><td>0,06<br>(0,0802)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2015</td><td></td><td>0,19***<br>(0,0435)</td><td>0,20**<br>(0,0754)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2016</td><td></td><td>0,28***<br>(0,0419)</td><td>0,29***<br>(0,0721)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2017</td><td></td><td>0,08<br>(0,0452)</td><td>0,07<br>(0,0806)</td></tr><tr><td colspan="2">Année = 2018</td><td></td><td></td><td>Réf.</td></tr><tr><td colspan="2">Taux de chômage départemental des femmes</td><td></td><td>4,93***<br>(0,8261)</td><td>4,44***<br>(1,4629)</td></tr><tr><td colspan="2">Constante</td><td>-5,00***<br>(0,0256)</td><td>-5,65***<br>(0,989)</td><td>-5,75***<br>(0,1744)</td></tr><tr><td colspan="2">Effectifs non pondérés</td><td>277 012</td><td>277 012</td><td>92 035</td></tr><tr><td colspan="2">Dont contrats aidés</td><td>2 497</td><td>2 497</td><td>833</td></tr></tbody></table>

Champ : femmes isolées avec au moins un enfant de moins de 25 ans dans le ménage et femmes en couple avec au moins un enfant de moins de 25 dans le ménage ; France métropolitaine.

Note : *, **, *** significatif au seuil de 5 % (resp. 1 %, 0,1 %). Erreur-type entre parenthèses.

Source : Enquête emploi en continu, Insee, calculs OFCE
d'être née à l'étranger ou d'avoir au moins un parent immigré, et de résider en zone urbaine sensible augmentent la probabilité d'être en contrat aidé, de même que le fait d'être inscrite depuis au moins 12 mois à Pôle emploi. Enfin, le taux de chômage départemental des femmes joue positivement, traduisant la ventilation de l'enveloppe de contrats aidés au niveau départemental en faveur des départements les plus touchés par le chômage.

Le fait d'être bénéficiaire du RSA (revenu de solidarité active) ou de l'AAH (allocation adulte handicapé) constitue également un critère positif d'entrée en contrat aidé. Ces variables n'étant renseignées qu'en première et en dernière interrogation dans l'Enquête emploi, nous les intégrons dans le modèle 3, dont la taille de l'échantillon est sensiblement réduite. Ces deux contrôles s'avèrent avoir un effet positif et significatif sur la probabilité d'être en contrat aidé. Le fait d'être une mère isolée reste toutefois positivement corrélaté avec l'entrée en contrat aidé, le coefficient estimé étant à peine plus faible dans le modèle (3) que dans le modèle (2) (resp. 0,63 contre 0,73).

## La probabilité d'être en contrat aidé pour les mères isolées est stable au cours du temps

Les objectifs et populations ciblées par les contrats aidés évoluent d'année en année au gré des directives ministérielles. Pour voir l'évolution au cours du temps de la corrélation entre le fait d'être une mère isolée et la probabilité d'être en contrat aidé, nous estimons le modèle (2) indépendamment pour chaque année. Les odds ratio annuels estimés, ainsi que leur intervalle de confiance à 95 %, sont représentés dans le graphique III.5. Ils représentent le surcroît de chance d'être en contrat aidé pour une mère isolée par rapport à une mère vivant en couple,

<figure><img src="image_23.png" /><figcaption>Graphique III.5. Effet d'être une mère isolée sur la probabilité d'être en contrat aidé
Odds ratio et intervalle à 95 % estimés par année</figcaption></figure>

Champ : femmes isolées avec au moins un enfant de moins de 25 ans dans le ménage et femmes en couple avec au moins un enfant de moins de 25 dans le ménage ; France métropolitaine.

Note : modèle (2) estimé séparément chaque année.

Source : Enquête emploi continu, Insee, calculs OFCE.
toutes choses égales par ailleurs. Les estimations annuelles n'indiquent pas de différence significative d'une année sur l'autre. En d'autres termes, la baisse du volume de contrats aidés à partir de 2017 ne s'est pas traduite par un renforcement du ciblage de ceux-ci en direction des mères isolées. Les corrélations estimées indiquent donc qu'elles ont pu être plus affectées en proportion que les mères en couple par la baisse du nombre de contrats aidés. Il ne s'agit toutefois pas d'une interprétation en termes de causalité.

<table><caption>Tableau III.6. Caractéristiques des parents isolés en contrat aidé en 2018</caption><thead><tr><th></th><th>Parents isolés bénéficiaires d'un CUI</th><th>Ensemble des personnes bénéficiaires d'un CUI</th></tr></thead><tbody><tr><td>Effectifs</td><td>17 600</td><td>136 000</td></tr><tr><td>Sexe</td><td></td><td></td></tr><tr><td>% hommes</td><td>3,10 %</td><td>40,30 %</td></tr><tr><td>% femmes</td><td>96,90 %</td><td>59,70 %</td></tr><tr><td>Âge</td><td></td><td></td></tr><tr><td>15-24 ans</td><td>1,80 %</td><td>16,90 %</td></tr><tr><td>25-49 ans</td><td>72,30 %</td><td>52,30 %</td></tr><tr><td>50 ans et plus</td><td>25,90 %</td><td>31,80 %</td></tr><tr><td>Diplôme le plus élevé obtenu</td><td></td><td></td></tr><tr><td>&lt;CAP-BEP</td><td>28,60 %</td><td>34,70 %</td></tr><tr><td>CAP-BEP</td><td>34,50 %</td><td>30,70 %</td></tr><tr><td>BAC</td><td>19,10 %</td><td>15,70 %</td></tr><tr><td>&gt;BAC</td><td>17,80 %</td><td>18,90 %</td></tr><tr><td>Naissance à l'étranger</td><td>17,50 %</td><td>18,10 %</td></tr><tr><td>Descendant-e d'immigrés</td><td>12,50 %</td><td>10,10 %</td></tr><tr><td>Résidence en ZUS</td><td>14,90 %</td><td>10,70 %</td></tr><tr><td>Bénéficiaire de l'AAH</td><td>4,60 %</td><td>5,40 %</td></tr><tr><td>Bénéficiaire du RSA</td><td>7,80 %</td><td>3,50 %</td></tr><tr><td>Inscrit-e à Pôle emploi depuis 1 an ou plus</td><td>53,60 %</td><td>42,70 %</td></tr><tr><td>Métiers exercés</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Métiers auprès des enfants</td><td>34,00 %</td><td>22,20 %</td></tr><tr><td>Métiers des services à la personne à domicile</td><td>27,80 %</td><td>21,30 %</td></tr><tr><td>Métiers accessibles sans diplôme et sans expérience – Services à la personne et à la collectivité</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Autres</td><td>14,30 %</td><td>21,90 %</td></tr><tr><td></td><td>23,90 %</td><td>34,60 %</td></tr><tr><td>État et collectivités locales (employeur)</td><td>52,40 %</td><td>41,50 %</td></tr></tbody></table>

Champ : France métropolitaine, CUI hors emplois d'avenir.

Note : la nomenclature utilisée est celle du Répertoire opérationnel des métiers et des emplois (ROME) après appariement avec la variable PEUN (profession principale des actifs – Classification ISCO en 4 positions).

Source : Enquête emploi en continu, Insee, calculs OFCE.
### III.3. Étude spécifique sur l'accès au premier emploi des jeunes mères isolées

L'objet de cette section est d'évaluer les liens entre les situations de monoparentalité et les trajectoires professionnelles sur le marché du travail pour des jeunes femmes au cours de leurs premières années de vie active. Les enquêtes Génération du Centre d'Études et de Recherches sur les Qualifications (Céreq) sont mobilisées. Ces enquêtes interrogent et suivent un large échantillon de jeunes actifs représentatifs de chaque génération enquêtée, tous sortis du système scolaire au cours de la même année mais avec des niveaux de formation atteints différents. Ici, nous considérons trois « Générations » de jeunes entrés sur le marché du travail une même année, en 1998, en 2004 et en 2010. Ces jeunes sont interrogés à trois reprises, 3, 5 et 7 ans après leur sortie, permettant de reconstituer aussi bien des trajectoires professionnelles que des parcours de vie (couple, séparation, enfants). Par leur dimension longitudinale – nous exploitons de fait un suivi mensuel sur les sept premières années sur le marché du travail, ces enquêtes permettent d'étudier l'insertion et le cheminement professionnel des jeunes sortants au cours de leurs premières années de vie active selon leur niveau de formation.

#### Les situations de monoparentalité dans les enquêtes Génération

L'un des intérêts de ces enquêtes est de retrouver également une dimension longitudinale au niveau de la sphère domestique. Cette dimension en termes de trajectoire n'a pas pu être analysée dans les sections précédentes du fait de la nature des enquêtes mobilisées. Nous pouvons observer, pour un même jeune, des multiples changements de situation familiale pouvant survenir à différents moments au cours des 7 années de suivi : mise en couple, naissance d'un enfant, ... Il est en particulier possible d'identifier précisément les périodes éventuelles où le jeune enquêté élève seul son enfant. Dans le traitement statistique que nous souhaitons mener, il est nécessaire de réunir les trois enquêtes Génération afin de pouvoir disposer d'un nombre suffisant de jeunes femmes ayant connu des périodes de monoparentalité (voir encadré 1).

Les situations de monoparentalité sont repérées par la juxtaposition d'informations relatives à l'habitation et à la présence d'enfants au sein du jeune ménage. Toutes les enquêtes disposent en effet d'un calendrier mensuel d'habitation qui désigne précisément si l'individu enquêté habite chaque mois seul, ou bien en couple ou encore au domicile de ses parents. On sait par ailleurs à quel moment le jeune interrogé devient parent, puisque l'on demande aux trois interrogations s'il a des enfants et si oui, leurs dates de naissance.

Par recoupement, on considère alors que le jeune sortant de formation initiale avec un enfant et ne vivant pas en couple constitue une famille monoparentale. Cela veut dire que l'on regroupe des situations de parent isolé au sens strict (cas du jeune interrogé déclarant vivre seul – sans conjoint – alors même qu'il déclare avoir un enfant) avec celle d'un ménage complexe (cas du jeune interrogé déclarant vivre habiter chez ses parents alors même qu'il a lui-même un enfant). Dans ce dernier cas, il est possible que les cas de monoparentalité soient sur-représentés dans la mesure où le (la) conjoint(e) peut lui (elle) aussi être hébergé en même temps, notamment pour des raisons financières liées à la charge d'un enfant et à des revenus insuffisants en début de vie active. Notons que ce biais de sur-représentation est d'autant plus important que les jeunes présentent un faible niveau de formation.
Une autre incertitude, plus limitative encore, réside dans la notion d'enfants à charge : l'enquête ne permet pas de savoir si les enfants sont à la charge (quotidienne) du jeune enquêté. Pour les jeunes hommes déclarant à la fois un enfant et habitant seul, cette question semble ici cruciale et pourrait être à l'origine de situations distinctes de la monoparentalité usuelle (même si, un jeune homme n'ayant pas la charge quotidienne de son enfant va lui aussi subir des contraintes financières ou autres importantes pouvant impacter son insertion sur le marché du travail). S'agissant des jeunes femmes seules déclarant un enfant, cette question apparaît moins cruciale (dans la mesure où elles ont très majoritairement la garde de leur enfant). Nous concentrons l'analyseur les seules jeunes femmes de ces enquêtes qui devraient majoritairement avoir la garde de l'enfant en cas de monoparentalité.

Enfin, nous différencions les analyses descriptives et statistiques des données tirées de ces trois enquêtes selon le niveau de formation : on distinguera les jeunes femmes avec un diplôme secondaire (Bac ou moins) de celles avec un diplôme supérieur (niveau Bac+2 et plus). Les premiers tableaux de statistique descriptive expriment bien des situations de monoparentalité distinctes d'un côté et des capacités à s'insérer professionnellement différentes selon ces niveaux de l'autre.

Une monoparentalité plus fréquente, démarrant dès la naissance et de durée plus longue pour les jeunes femmes avec un diplôme du secondaire....

Sur les 3 générations, on observe des situations familiales contrastées selon le niveau de qualification : 53 % des jeunes femmes les plus qualifiées ont un enfant 7 ans après la sortie de formation initiale ; elles ne sont que 46 % dans le cas des jeunes femmes moins qualifiées. Mais, ce sont surtout, les situations de monoparentalité qui distinguent ces deux groupes de femmes : parmi celles qui ont un enfant, les jeunes femmes les moins qualifiées (au mieux le Bac) vont connaître des situations de monoparentalité au cours des 7 premières années de vie active dans 30 % des cas (alors qu'elles ne sont que 10 % dans le cas des plus qualifiées). De plus, les deux- tiers de ces situations de monoparentalité sont observées au moment de la naissance de l'enfant, c'est-à-dire que ces femmes n'étaient pas en couple au moment de la naissance (alors que cela ne représente que 40 % des cas de monoparentalité pour des jeunes mères les plus diplômées) et la longueur moyenne de ces périodes est de plus de 30 mois en moyenne, une durée moyenne supérieure de près de 5 mois par rapport aux mères isolées les plus diplômées.

<table><caption>Tableau III.7. Situation familiale des jeunes femmes durant les 7 ans suivant la sortie du système éducatif</caption><thead><tr><th></th><th>Secondaire (Bac ou moins)</th><th>Supérieur (Bac+2 et plus)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Jeunes femmes sans enfant 7 ans après la sortie de la formation initiale</td><td>53 %</td><td>46,5 %</td></tr><tr><td>Jeunes femmes avec enfant 7 ans après la sortie de la formation initiale</td><td>47 %</td><td>53,5 %</td></tr><tr><td>... pendant les études</td><td>4,3 %</td><td>6,0 %</td></tr><tr><td>... entre 1 et 3 ans après la fin des études</td><td>33,2 %</td><td>27,2 %</td></tr><tr><td>... entre 3 et 5 ans après la fin des études</td><td>28,3 %</td><td>32,5 %</td></tr><tr><td>... entre 5 et 7 ans après la fin des études</td><td>34,2 %</td><td>34,3 %</td></tr></tbody></table>

Champs : Ensemble des jeunes femmes sorties de formation initiale pour la première fois en 1998, 2004 et 2010 en France métropolitaine et suivies sur 7 ans.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
<table><caption>Tableau III.8. Situation conjugale des jeunes femmes durant les 7 ans suivant la sortie du système éducatif</caption><thead><tr><th></th><th>Secondaire (Bac ou moins)</th><th>Supérieur (Bac+2 et plus)</th></tr></thead><tbody><tr><td>Jeunes femmes vivant en couple</td><td>70 %</td><td>90 %</td></tr><tr><td>Jeunes femmes en situation de Monoparentalité</td><td>30 %</td><td>10 %</td></tr><tr><td>Monoparentalité Initiale (dès la naissance de l'enfant)</td><td>65,5 %</td><td>40,5 %</td></tr><tr><td>Monoparentalité issue d'une séparation</td><td>34,5 %</td><td>59,5 %</td></tr><tr><td>Nombre moyen de mois en situation de monoparentalité</td><td>32 mois</td><td>27,5 mois</td></tr></tbody></table>

Champs : Ensemble des jeunes femmes sorties de formation initiale pour la première fois en 1998, 2004 et 2010 en France métropolitaine, en charge d'un enfant 7 ans après leur sortie.

Lecture : Parmi ces jeunes femmes, 30 % (10 %) de celles sorties avec un diplôme secondaire (supérieur) ont connu au cours des 7 années suivantes au moins une fois une situation de monoparentalité.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.

Une insertion durable sur le marché du travail plus tardive pour les jeunes femmes les moins qualifiées et plus dégradée avec les générations

Sur le plan professionnel, le tableau III.10 confirme des rythmes d'insertion sur le marché du travail encore plus contrastés selon le niveau de formation, exprimant ainsi des difficultés à accéder rapidement à un emploi durable, à temps plein pour les jeunes femmes les moins qualifiées. Une analyse par génération montre également des difficultés croissantes à obtenir un emploi à durée indéterminée, surtout après la grande récession (de 2008) affectant les deux catégories de jeunes femmes : si le temps d'accès à un premier emploi a été peu modifié soit autour d'1 an pour les jeunes femmes les moins diplômées, et 5 mois pour les plus diplômées pour les différentes générations, ce premier emploi est devenu de plus en plus précaire ou provisoire. En effet, si l'on considère les jeunes femmes les moins diplômées, le temps d'accès pour un premier emploi à durée indéterminée est passé de 3 ans après la sortie de formation initiale pour la génération 1998 à plus de 4 ans pour celle de 2010. Si l'on ajoute le critère additionnel d'un temps complet, on allonge la durée moyenne d'un an supplémentaire, 4 ans d'attente en moyenne pour les entrées en 1998, 5 ans en 2010. Cette dégradation des conditions d'accès aux emplois durables a également concerné les jeunes femmes les plus diplômées : la durée moyenne avant un premier CDI à temps complet qui est de 2,5 ans pour la génération 1998, est de 3 ans pour celle de 2010.

<table><caption>Tableau III.9. Temps moyen avant l'obtention d'un premier emploi selon le niveau d'éducation des jeunes femmes durant les 7 années suivant leur sortie du système éducatif</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="3">Secondaire (Bac ou moins)</th><th colspan="3">Supérieur (Bac+2 et plus)</th></tr><tr><th>1998</th><th>2004</th><th>2010</th><th>1998</th><th>2004</th><th>2010</th></tr></thead><tbody><tr><td>Temps moyen avant l'obtention d'un premier emploi quelconque</td><td>13 mois</td><td>11,5 mois</td><td>14,5 mois</td><td>5 mois</td><td>4 mois</td><td>5 mois</td></tr><tr><td>Temps moyen avant l'obtention d'un premier emploi en CDI</td><td>37,5 mois</td><td>47,5 mois</td><td>52 mois</td><td>22,5 mois</td><td>28 mois</td><td>32,5 mois</td></tr><tr><td>Temps moyen avant l'obtention d'un premier emploi en CDI à temps complet</td><td>48,5 mois</td><td>56 mois</td><td>62 mois</td><td>29,5 mois</td><td>32,5 mois</td><td>37,5 mois</td></tr></tbody></table>

Champs : Ensemble des jeunes femmes sorties de formation initiale pour la première fois en 1998, 2004 et 2010 en France métropolitaine et suivies sur 7 ans.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
Les taux mensuels d'emploi et de CDI avant/après la naissance : une comparaison entre jeunes femmes en couple et jeunes femmes sans conjoint

Nous procédons à une analyse graphique représentant les taux d'emploi des jeunes femmes autour de la naissance de leur premier enfant. Il s'agit d'évaluer les éventuels changements de comportement d'offre de travail après la naissance en tenant compte du statut familial des jeunes mères (en couple ou isolées). Une analyse économétrique sur l'offre de travail de la période post-naissance complètera ces premiers constats.

Les graphiques ci-dessous montrent l'évolution de différents indicateurs d'insertion dans l'emploi pour les jeunes femmes 12 mois avant et 12 mois après la naissance d'un premier enfant en distinguant la configuration familiale (en couple ou isolée). Le moment de la naissance est représenté par la droite verticale séparant chaque graphique en deux parties de dimension comparable, soit les douze mois qui précèdent (partie gauche) et les douze mois (partie droite) qui suivent l'arrivée de l'enfant : on calcule et représente alors différents indicateurs sur ces deux périodes en différenciant les situations de parentalité de ces jeunes femmes : les mères isolées sont représentées en rouge et les mères en couple en bleu.

Deux séries de graphiques sont présentées, l'une qui concerne les femmes sortant du système éducatif avec au mieux avec le baccalauréat (niveau « secondaire ») (graphiques III.6 et III.8), l'autre, les femmes sortant avec un diplôme de niveau Bac + 2 ou plus (niveau « supérieur ») (graphiques III.7 et III.9). Rappelons que les trois générations ont été regroupées, les taux d'emploi sont calculés en appliquant les coefficients de pondération permettant à la fois une représentativité et une comparabilité des jeunes entre les enquêtes.

Les graphique III.6 et III.7 représentent l'évolution des taux mensuels d'emploi (quelle que soit la nature et le type d'emploi) pour des jeunes femmes ayant eu un premier enfant au cours des premières années suivant leur sortie du système de formation (ici sur une période allant de 1 an à 3,5 ans après la fin des études).

Les graphiques III.8 et III.9 représentent l'évolution des taux mensuels d'emploi à durée indéterminée (les contrats CDI) sur cette double période, avant et après la naissance et pour les mêmes jeunes femmes sélectionnées suivant des critères identiques : cette deuxième série de taux est calculée en rapportant chaque mois le nombre de jeunes femmes occupant un emploi à durée indéterminée à celles occupant un emploi quelle que soit sa nature.
Graphique III.6. Taux d'emploi 12 mois avant et 12 mois après l'arrivée d'un enfant
de 1 à 3,5 ans après la sortie

Comparaison couple/Monoparentale – Jeunes femmes du secondaire

<figure><img src="image_24.png" /></figure>

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.

Graphique III.7. Taux d'emploi 12 mois avant et 12 mois après l'arrivée d'un enfant
de 1 à 3,5 ans après la sortie

Comparaison couple/Monoparentale – Jeunes femmes du supérieur

<figure><img src="image_25.png" /></figure>

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
Graphique III.8. Taux de CDI 12 mois avant et 12 mois après l'arrivée d'un enfant
de 1 à 3,5 ans après la sortie

Comparaison couple/Monoparentale – Jeunes femmes du secondaire

<figure><img src="image_26.png" /></figure>

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.

Graphique III.9. Taux de CDI 12 mois avant et 12 mois après l'arrivée d'un enfant
de 1 à 3,5 ans après la sortie

Comparaison couple/Monoparentale – Jeunes femmes du supérieur

<figure><img src="image_27.png" /></figure>

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
Pour les femmes les moins diplômées :

Avant la naissance, un fort différentiel des taux (emploi et CDI) en faveur des couples principalement dû à des effets de composition

Concernant les jeunes femmes diplômées du secondaire, sur la période précédant la naissance de l'enfant, un écart important de taux d'emploi est systématiquement observé, toujours en faveur des femmes en couple au moment de la naissance : 12 mois avant, on note une différence de 20 points de pourcentage dans les taux d'emploi, + 13 points dans les taux de CDI. En même temps, l'évolution des courbes est assez parallèle au cours des 12 premiers mois précédant la naissance. Ce différentiel des taux sur cette première partie peut alors être essentiellement attribué à des différences de composition dans ces deux groupes, par exemple les jeunes femmes peu diplômées vivant en couple ont davantage de facilités à trouver un emploi que celles vivant seule, car elles bénéficient du soutien d'un conjoint, ou encore elles peuvent avoir des caractéristiques inobservables plus favorables à l'emploi que celles vivant seules. Par ailleurs la situation de monoparentalité peut également peser sur l'emploi des mères durant la période de grossesse.

... un écart de taux d'emploi qui s'accroît après la naissance

On observe que si les courbes demeurent parallèles au cours des 3 premiers mois après la naissance, elles divergent ensuite : les flèches situées dans le cadrant droit indiquant des sens d'évolution des taux pour les femmes monoparentales (en rouge) et les femmes en couple (en bleu) : le différentiel entre les taux d'emploi s'accroît, entre 4 et 6 points de pourcentage. Cet écart supplémentaire pourrait alors être attribué spécifiquement au statut de monoparentalité, éloignant davantage les jeunes mères isolées de toute forme d'emploi et rendant plus difficile l'accès à un contrat à durée indéterminé parmi celles occupant déjà un emploi.

Pour les femmes les plus diplômées :

Avant la naissance, peu de différence des taux d'emploi, mais forte différence des taux de CDI

Concernant la comparaison des évolutions des taux d'emploi selon le statut de parentalité au moment de la naissance chez les femmes les plus diplômées (plus que le baccalauréat), les effets sont moins clairs, ce qui justifie ainsi un traitement différencié selon le niveau de qualification. Sur les 12 mois précédant la naissance, les écarts dans les taux d'emploi sont sporadiques : le taux d'emploi des femmes qui vivent seules lors de cette période antérieure à la naissance n'est pas nettement différent de celui des femmes « en couple » (contrairement au cas des moins diplômées). Il évolue de manière instable, ce qui peut aussi être liée à l'insuffisance de ce sous-échantillon des femmes les plus qualifiées en situation de monoparentalité très tôt suivant l'entrée sur le marché du travail. Sur cette période précédant la naissance, les taux de CDI au sein des emplois occupés sont en revanche différents (entre 7 à 10 points en faveur des couples).

Après la naissance, convergence des taux de CDI : baisse pour les femmes vivant en couple, hausse pour les femmes seules

Durant les 12 mois précédant la naissance, l'évolution des taux d'emploi des deux catégories de femmes est en revanche parallèle (3e graphique, sans isoler les CDI), ou donne l'impression de rapprochement entre les deux courbes (dans le cas des taux de CDI au sein des emplois
occupés). Pour les jeunes femmes les plus diplômées, la situation de monoparentalité pourrait n'avoir aucun effet sur le fait d'occuper un emploi. Mais parmi celles qui ont un emploi, les femmes seules en charge d'un enfant expérimentent une plus grande stabilité sur le marché du travail (par l'obtention d'un contrat à durée indéterminée). Les taux de CDI après la naissance semblent augmenter pour les mères isolées et baisser pour celles vivant en couple, ce qui peut capter l'interdépendance des décisions familiales et professionnelles chez certaines jeunes femmes diplômées : un retrait du marché pour les jeunes femmes vivant en couple qui peuvent compter sur les ressources d'un conjoint et au contraire une implication plus forte et nécessaire sur le marché pour les celles en situation de monoparentalité.

## Trajectoires d'emploi des jeunes mères

Afin d'obtenir un aperçu des parcours sur une période plus longue, on étudie les trajectoires des jeunes femmes en termes du temps passé sur le marché du travail après l'arrivée du premier enfant. L'échantillon utilisé dans cette partie est composé de femmes ayant eu un enfant pendant les 7 ans après avoir quitté le système éducatif. Celles qui ont eu leur premier enfant pendant les études ou dans les douze mois après les avoir terminées sont exclues. On a écarté également celles qui n'ont pas déclarée un statut vis-à-vis le marché du travail pour plusieurs mois du calendrier (à cause des valeurs manquantes).

Trois dimensions de la situation vis-à-vis du marché du travail sont modélisées :

1) Durée durant laquelle la personne est active occupée suivant la naissance rapportée à la durée d'observation (par exemple si l'enquête se termine 3 ans après la naissance de l'enfant, cette variable est la part des 36 mois durant laquelle la personne est active occupée) : ci-après désigné comme le taux d'occupation ;

2) Nombre d'heures travaillées par la personne suivant la naissance, rapporté aux nombres d'heures potentielles durant la durée d'observation (c'est-à-dire le nombre d'heures pour un temps plein sur la durée considérée) ; (par exemple si l'enquête se termine 3 ans après la naissance de l'enfant, le nombre d'heures potentielles est calculé comme 35 heures pour 52 semaines et pour 3 ans) ;

3) Nombre d'heures hebdomadaires travaillées en moyenne suivant la naissance.

L'objectif est d'apprécier le degré d'insertion ou d'attachement au marché du travail de l'individu. La participation au marché du travail en présence des enfants relève en partie des préférences non observables de la personne, tel le souhait d'élever son enfant et ne pas le faire garder ou le désir d'avoir des enfants et une carrière. Elle est aussi influencée par des facteurs observés tel le niveau d'études et le contexte familiale et en particulier la monoparentalité. Enfin, la participation au marché du travail peut être aussi influencée par un chômage élevé et un marché du travail dégradé induisant un chômage découragé : les personnes anticipant les difficultés accrues pour trouver un emploi, renoncent à en chercher un (voir la section précédente).
Dans l'analyse qui suit, les variables explicatives de la situation vis-à-vis du marché du travail sont :

(i) le niveau de diplôme (secondaire, supérieure courte (Bac + 2), supérieure longue (Bac = 3 ou plus) ;

(ii) le temps écoulé entre la fin des études et la naissance du premier enfant ;

(iii) la situation d'emploi de la femme avant de devenir mère ;

(iv) des variables muettes pour chaque cohorte sont introduites afin de prendre en compte l'effet des conditions sur le marché du travail en début de vie professionnelle. Il est en effet plus difficile d'accéder à un premier emploi lorsque l'on sort du système éducatif au moment où le chômage est élevé et ceci en particulier pour les personnes les moins qualifiées.

Les estimations sont effectuées par la méthode des moindres carrés pondérés. Des modèles sont estimés séparément pour des femmes qui vivent en couple et celles qui sont sans conjoint.

Les statistiques descriptives (premières colonnes des tableaux III.10 et III.11) fournissent un certain nombre d'enseignements pertinents. Tout d'abord les mères en couple sont en général plus qualifiées que les mères isolées : plus de 60 % ont fait des études supérieures comparé à 25 % pour des femmes seules. Deuxièmement, les femmes seules ont leur premier enfant 3 ans après la fin des études en moyenne contre plus de 4 ans pour les femmes en couple. De plus, ces dernières travaillaient déjà plus en moyenne que les femmes célibataires avant la naissance du premier enfant toutes choses égales par ailleurs – 81 % contre 55 %. Cet écart persiste après l'arrivée de l'enfant. Finalement, l'arrivée du premier enfant ne change pas la proportion des mois durant lesquels la personne est active occupée en moyenne ni le nombre d'heures travaillées.

Après la naissance du premier enfant les femmes en couple travaillent en moyenne 81 % des mois ou 76 % des heures potentielles. La différence entre les deux indicateurs reflète le rôle du travail à temps partiel. Pour les mères isolées les taux d'occupation en mois et en heures sont de 55 % et 50 % respectivement. Ainsi non seulement le nombre de mois travaillés est sensiblement plus faible que pour les mères vivant en couple, mais le nombre d'heures travaillées l'est également.

Afin d'isoler la contribution de chaque variable à ces différences constatées en matière d'offre de travail, on a estimé le même modèle pour les deux catégories de mère. Sur le plan qualitatif les résultats sont semblables : les mères ayant fait des études ont tendance à travailler davantage après la naissance du premier enfant en termes du taux d'occupation en mois et du nombre d'heures travaillées. Les femmes en couple qui ont leur enfant plus tard après avoir terminé leurs études sont davantage présentes sur le marché du travail. En ce qui concerne les mères isolées, cette durée n'influence ni le nombre de mois travaillés ni le total nombre d'heures travaillées. L'insertion dans l'emploi avant la naissance explique en partie la situation vis-à-vis du marché du travail après la naissance : plus la personne travaille avant la naissance, plus elle travaille après. Cet effet s'ajoute à celui lié au fait d'avoir poursuivi des études.

Toutefois il existe des différences significatives entre les mères isolées et les mères vivant en couple. Dans les deux cas l'insertion dans l'emploi (en termes de nombre de mois ou de nombre
d'heures) est d'autant plus importante toutes choses égales par ailleurs que le niveau d'éducation est élevé, mais cet effet est plus marqué pour les mères isolées que pour celles qui vivent en couple. En revanche, l'effet d'avoir un attachement fort au monde du travail ou une meilleure insertion dans l'emploi avant la naissance est plus conséquent pour les femmes vivant en couple. La différence des coefficients représente 6 points de pourcentage du taux d'occupation en mois et en heures.

Les points clés qui émergent de cette partie :

a) Les mères isolées sont moins souvent observées en emploi que les mères en couple (avant et après la naissance du premier enfant) ;

b) La durée de temps passé entre la fin des études et la naissance de l'enfant n'a pas d'effet sur l'offre de travail des mères isolées et un effet sur celle des femmes qui vivent en couple ;

c) Les mères isolées ont un niveau d'éducation beaucoup moins élevé en général, or cette variable est un déterminant très significatif de leur situation sur le marché du travail ;

d) Les mères isolées qui ont travaillé avant la naissance du premier enfant sont moins insérées dans l'emploi que les femmes vivant en couple.

<table><caption>Tableau III.10. Situation vis-à-vis du marché du travail à partir du mois suivant la naissance de l'enfant pour des femmes qui ne vivent pas en couple
Générations 1998, 2004 et 2010 (MCO pondéré)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Moyenne</th><th>Taux d'occupation (mois)</th><th>Taux d'occupation (heures)</th><th>Heures moyennes hebdomadaires</th></tr><tr><th>Moyenne : 0,546</th><th>Moyenne : 0,501</th><th>Moyenne : 17,54</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constant</td><td></td><td>0,107***<br>(0,03)</td><td>0,079**<br>(0,03)</td><td>2,77**<br>(1,13)</td></tr><tr><td>Diplôme du secondaire</td><td>0,51</td><td>0,081***<br>(0,026)</td><td>0,089***<br>(0,025)</td><td>3,12**<br>(0,87)</td></tr><tr><td>Bas + 2</td><td>0,20</td><td>0,234***<br>(0,033)</td><td>0,215***<br>(0,032)</td><td>7,52***<br>(1,14)</td></tr><tr><td>Bas +3 ou plus</td><td>0,053</td><td>0,250***<br>(0,050)</td><td>0,225***<br>(0,048)</td><td>7,94***<br>(1,67)</td></tr><tr><td>Taux/heures avant la naissance</td><td>[ ]</td><td>0,615***<br>(0,031)<br>[0,56]</td><td>0,636***<br>(0,031)<br>[0,50]</td><td>0,64***<br>(0,03)<br>[17,51]</td></tr><tr><td>Temps écoulé entre la fin des études et la première naissance (en mois)</td><td>38,51</td><td>-0,0001<br>(0,0005)</td><td>0,0001<br>(0,0005)</td><td>0,003<br>(0,017)</td></tr><tr><td>Cohorte 2004</td><td>0,289</td><td>0,017</td><td>0,015</td><td>0,54</td></tr><tr><td>Cohorte 2010</td><td>0,356</td><td>-0,028</td><td>-0,015</td><td>-0,52</td></tr><tr><td>Nombre d'observations</td><td>905</td><td>905</td><td>905</td><td>905</td></tr><tr><td>R<sup>2</sup></td><td></td><td>0,50</td><td>0,50</td><td>0,50</td></tr></tbody></table>

Coefficients significatifs à : *** 1 % ; ** 5 % ; * 10 %.

Champs : Jeunes femmes sorties de formation initiale pour la première fois en 1998, 2004 et 2010 en France métropolitaine et suivies sur 7 ans.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
<table><caption>Tableau III.11. Situation vis-à-vis du marché du travail à partir du mois suivant la naissance de l'enfant pour des femmes qui ne vivent pas en couple
Générations 1998, 2004 et 2010 (MCO pondéré)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th rowspan="2">Moyenne</th><th>Taux d'occupation (mois)</th><th>Taux d'occupation (heures)</th><th>Heures moyennes hebdomadaires</th></tr><tr><th>Moyenne : 0,808</th><th>Moyenne : 0,763</th><th>Moyenne : 26,71</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constant</td><td></td><td>0,104***<br>(0,018)</td><td>0,069***<br>(0,02)</td><td>2,42***<br>(0,61)</td></tr><tr><td>Diplôme du secondaire</td><td>0,356</td><td>0,045***<br>(0,016)</td><td>0,041***<br>(0,015)</td><td>1,43***<br>(0,53)</td></tr><tr><td>Bac + 2</td><td>0,397</td><td>0,122***<br>(0,016)</td><td>0,109***<br>(0,016)</td><td>3,81***<br>(0,54)</td></tr><tr><td>Bas + 3 ou plus</td><td>0,195</td><td>0,135***<br>(0,017)</td><td>0,125***<br>(0,016)</td><td>4,37***<br>(0,57)</td></tr><tr><td>Taux/heures avant de devenir parent</td><td>[ ]</td><td>0,674***<br>(0,013)<br>[0,805]</td><td>0,706***<br>(0,013)<br>[0,76]</td><td>0,71***<br>(0,01)<br>[26,22]</td></tr><tr><td>Temps écoulé entre la fin des études et la première naissance (en mois)</td><td>50,5</td><td>0,0013***<br>(0,0002)</td><td>0,0014***<br>(0,0002)</td><td>0,05***<br>(0,005)</td></tr><tr><td>Cohorte 2004</td><td>0,356</td><td>0,016**</td><td>0,018**</td><td>0,61**</td></tr><tr><td>Cohorte 2010</td><td>0,227</td><td>-0,033</td><td>-0,003</td><td>-0,10</td></tr><tr><td>Nombre d'observations</td><td>6363</td><td>6363</td><td>6363</td><td>6363</td></tr><tr><td>R²</td><td></td><td>0,38</td><td>0,43</td><td>0,43</td></tr></tbody></table>

Coefficients significatifs à : *** 1 % ; ** 5 % ; * 10 %.

Champs : Jeunes femmes sorties de formation initiale pour la première fois en 1998, 2004 et 2010 en France métropolitaine et suivies sur 7 ans.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.

## La situation de monoparentalité affecte les conditions et les temps d'accès au premier emploi

La reconstitution détaillée du calendrier professionnel mois par mois au cours des 7 premières années sur le marché du travail permet de repérer avec précision le moment où la personne obtient un premier emploi (sans différencier la nature ou le type d'emploi) et mesurer ainsi le temps écoulé avant l'obtention de ce premier emploi : on calcule précisément pour chaque jeune femme une durée avant (un premier emploi). Dans la perspective d'une insertion professionnelle plus stable, on peut de la même manière reconstituer le temps écoulé entre la fin des études et l'obtention d'un premier contrat à durée indéterminée (sans distinction de temps de travail) ainsi qu'un premier CDI à temps complet : la durée avant un (premier) CDI et la durée avant un (premier) CDI à temps complet sont ainsi également mesurées pour chaque jeune femme au cours des 7 années suivant leur sortie de formation initiale.

De même, le calendrier habitation des enquêtes Génération ainsi que la connaissance des dates de naissance des enfants permettent de reconstituer les situations familiales et leurs changements (mise en couple, arrivée d'enfant, parentalité en couple ou monoparentalité, ...) pour chaque jeune femme.
L'objectif principal de la démarche économétrique est de mettre en relation ces deux calendriers (familial et emploi) et plus précisément d'établir dans quelle mesure ces changements de situation familiale peuvent affecter ces différentes durées. On a recours aux modèles de durée consistant à identifier les facteurs socio-économiques déterminants pouvant favoriser ou retarder l'accès à un premier emploi/CDI/CDI à temps complet et agir ainsi indirectement sur les temps d'accès à ces emplois. L'analyse intègre le rôle de facteurs invariants dans le temps (le niveau de diplôme ou l'appartenance à une génération) et des facteurs eux-mêmes évoluant au cours des mois écoulés avant l'accession à un premier emploi. Parmi ces derniers, on trouve le taux de chômage local ou départemental auquel sont confrontées les jeunes femmes dans leur département d'habitation au cours des mois précédant l'obtention de leur emploi. La prise en compte de ce facteur permet de contrôler les effets de la conjoncture locale, différente selon les régions d'habitation et aussi selon les générations, du fait de la conjoncture économique.

Deux types de variables évoluant dans le temps composent les facteurs de situation familiale : en premier lieu, la présence (ou non) d'enfants au domicile, indicatrice différenciée selon l'âge de ces derniers : s'il y a présence d'un enfant de moins d'un an, d'un enfant âgé d'un à trois ans et d'un enfant de plus de trois ans. Ces variables permettent d'abord de contribuer à mesurer l'effet de la présence d'enfants sur la trajectoire professionnelle des jeunes femmes en début de carrière. Notons que certaines caractéristiques individuelles ou normes sociales (telles que les normes éducatives ou normes de genre) expliquent une partie des comportements d'activité des mères. Ne disposant d'aucune information de ce type dans les données, nous ne pouvons pas en tenir compte. Un traitement différencié des effets selon le niveau de qualification peut partiellement régler ce problème d'identification. Une fois pris en compte les effets de la présence des enfants, on peut alors se concentrer sur l'impact des situations de monoparentalité.

Ainsi, conditionnellement à la charge d'enfants, la situation de parent isolé peut alors être représentée par une simple variable muette où la référence se trouve « être parent vivant en couple ». L'effet de cette situation est alors identifié en comparant des jeunes femmes aux caractéristiques similaires, ayant des enfants à des moments comparables. L'apport ici est alors de pouvoir exploiter pour une même jeune femme des changements de situation personnelle contribuant à améliorer l'identification des effets propres à la monoparentalité ; en particulier cela permet de tenir compte des caractéristiques inobservables en supposant que celles-ci sont stables au cours du temps (il est toujours possible que l'arrivée d'un enfant modifie les préférences de la jeune femme en matière d'arbitrage entre le temps passé à travailler et celui passé avec son enfant). Il est de plus intéressant de détailler l'origine de la monoparentalité : en repérant si la jeune femme habite seule au cours du mois de naissance du premier enfant, on identifie une monoparentalité dite « initiale », dans le sens où la jeune femme n'a jamais été en couple. La monoparentalité peut également survenir plus tard, la jeune femme déclarant vivre en couple au moment de la naissance mais signalant ensuite habiter seule : la monoparentalité résulte alors probablement d'une séparation conjugale.

Ces multiples facteurs vont influer sur un taux instantané d'accès à l'emploi (appelé aussi « hasard » ou risque de sortie) selon une forme multiplicative et proportionnelle. Ainsi des facteurs qui favorisent un taux d'accès à un emploi vont réduire la durée moyenne avant cet
emploi. Cette modélisation s'insère au sein de la classe de modèle la plus utilisée en économie, celle des modèles à hasard proportionnels.

Seuls effets relatifs à la présence des enfants et aux situations de parentalité sur les temps d'accès à un emploi sont présentés dans les deux tableaux (Tableaux III-12 et 13). Les effets mesurés sont ici des variations en points de pourcentage sur le taux mensuel d'accès à un emploi (sachant que la personne était jusque-là sans emploi). La modélisation différencie les effets selon deux niveaux de qualification des jeunes femmes : les jeunes femmes sortant de formation initiale avec au mieux le baccalauréat et celles avec un diplôme au moins du niveau Bac+2. A titre d'illustration, les effets de la parentalité sont simulés pour deux profils de jeunes femmes, selon ces deux niveaux de qualification. On peut ainsi calculer pour différentes configurations individuelles et différents changements familiaux des temps prédits avant d'occuper un premier emploi, un premier emploi à durée indéterminée ou bien encore un emploi à durée indéterminée et à temps complet (Tableau III.14).

<table><caption>Tableau III.12. Effet d'« être mère » sur l'accès à l'emploi au cours des 7 premières années qui suivent la fin des études (référence : être sans enfant)</caption><thead><tr><th></th><th>Emploi</th><th>CDI</th><th>CDI à Temps complet</th></tr></thead><tbody><tr><td>Femmes ayant un diplôme du secondaire ou sans diplôme (Bac ou moins)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Enfant âgé de moins d'un an (réf. : sans enfant)</td><td>-66 %</td><td>-50 %</td><td>-51 %</td></tr><tr><td>Enfant âgé de 1 à 3 ans (réf. : sans enfant)</td><td>-34 %</td><td>-24 %</td><td>-20 %</td></tr><tr><td>Enfant âgé de plus de 3 ans (réf. : sans enfant)</td><td>NS</td><td>+28 %</td><td>+43 %</td></tr><tr><td>Femmes ayant un diplôme supérieur (Plus que le Bac)</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Enfant âgé de moins d'un an (réf. : sans enfant)</td><td>-53 %</td><td>-53 %</td><td>-61 %</td></tr><tr><td>Enfant âgé de 1 à 3 ans (réf. : sans enfant)</td><td>-31 %</td><td>-47 %</td><td>-51 %</td></tr><tr><td>Enfant âgé de plus de 3 ans (réf. : sans enfant)</td><td>-25 %</td><td>-37 %</td><td>-44 %</td></tr></tbody></table>

Lecture : La présence d'un enfant de moins d'un an (comparativement à une situation sans enfant) pour des jeunes femmes ayant un diplôme secondaire (respectivement du supérieur) diminue leur taux d'accès à un premier emploi, quelle que soit sa nature, un mois donné de 66 points (respectivement de 53 points de pourcentage).

Note : Les modèles à hasard proportionnel sont estimés conditionnellement aux facteurs fixes (formation initiale, âge au moment de la sortie de la formation initiale, indicatrice de génération) et évoluant au cours du temps (taux de chômage local, différentes variables décrivant les différentes situations familiales possibles au cours des années). On représente ici les estimations des effets des variables indicatrices d'enfants par des risques relatifs (hazard ratio).

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.
<table><caption>Tableau III.13. Effet d'« être mère isolée » sur le temps d'accès à l'emploi au cours des 7 premières années qui suivent la fin des études (référence : être mère vivant en couple)</caption><thead><tr><th></th><th>Emploi</th><th>CDI</th><th>CDI en temps complet</th></tr></thead><tbody><tr><td>Mères isolées ayant un diplôme secondaire ou sans diplôme (Bac ou moins)</td><td>+3 %</td><td>-31 %</td><td>-38 %</td></tr><tr><td>Distinction :</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Monoparentalité : Initiale</td><td>+52 %</td><td>-35 %</td><td>-53 %</td></tr><tr><td>Monoparentalité : Séparation</td><td>-28 %</td><td>-27 %</td><td>-20 %</td></tr><tr><td>Mères isolée ayan un diplôme du supérieur (Plus que le Bac)</td><td>NS*</td><td>+10 %</td><td>+8 %</td></tr><tr><td>Distinction :</td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Monoparentalité : Initiale</td><td>-38 %</td><td>-53 %</td><td>-61 %</td></tr><tr><td>Monoparentalité : Séparation</td><td>+13 %</td><td>+42 %</td><td>+42 %</td></tr></tbody></table>

Lecture : Pour les jeunes femmes ayant un diplôme du secondaire ou sans diplôme, la situation de monoparentalité diminue les taux d'accès à un premier emploi à durée indéterminée à temps complet, au cours d'un mois donné de 38 points de pourcentage par rapport au taux d'accès d'une mère vivant en couple. Lorsqu'on différencie les cas de monoparentalité, une monoparentalité dès la naissance (« monoparentalité initiale ») diminue les chances d'accès au cours d'un mois donné de 53 points relativement à une situation en couple. Si la monoparentalité intervient plus tard (« monoparentalité suite à la séparation du couple »), les chances ne sont diminuées que de 20 points relativement à la situation en couple.

* NS : Effet non significatif à 5 %

Note : Les modèles à hasard proportionnel sont estimés conditionnellement aux facteurs fixes (formation initiale, âge au moment de la sortie de la formation initiale, indicatrice de génération) et évoluant au cours du temps (taux de chômage local, variables décrivant les différentes situations familiales possibles au cours des années). On représente ici les estimations des effets des variables indicatrices de situation de monoparentalité par des risques relatifs (hazard ratio).

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs.

## La naissance d'un enfant retarde le début de la carrière des jeunes femmes

L'arrivée d'un enfant et la présence d'un enfant à charge retarde l'accès à un premier emploi pour les femmes en début de carrière, n'ayant pas jamais travaillé (les emplois considérés ici pouvant être aussi bien des emplois aidés, des contrats d'intérim, des emplois sur contrat à durée déterminée que des emplois à durée indéterminée). À titre d'illustration, avoir un enfant après leur première année sur le marché du travail retarde de 4 à 6 mois en moyenne l'accès à un premier emploi pour des femmes en tout début de carrière (Tableau III-15). Notons bien que ces effets sont obtenus dans une configuration de référence où les jeunes femmes sont en couple lorsqu'elles ont la charge de leur enfant. Nous traitons l'impact additionnel de la monoparentalité dans la section suivante.

Le constat est assez similaire s'agissant de l'accès spécifique à un premier emploi à durée indéterminée et de l'accès à un CDI à temps complet. Ce dernier cas représentant alors la situation d'insertion la plus durable sur le marché du travail. On note néanmoins une différence entre les femmes les plus qualifiées et les moins qualifiées. Pour ces dernières, l'effet négatif d'un enfant à charge sur les durées d'accès, même s'il reste toujours présent, se réduit d'autant plus dans l'exercice de simulation que cela concerne des emplois de plus en plus stables : on passe de 6 mois à 4,5 mois pour un CDI puis à 3 mois pour un CDI à Temps Complet en moyenne. En revanche, il semblerait au contraire se renforcer pour les mères plus qualifiées, passant de 4 mois
en moyenne pour un emploi quelconque à plus de 10 mois pour un CDI à temps complet. Cette différence provient des estimations visibles dans le tableau III.13 où l'influence de la présence d'un enfant peut varier selon l'âge de ce dernier – moins d'un an, entre 1 an et 3 ans, et plus de 3 ans – mais toujours en référence à la situation contrefactuelle d'une jeune femme sans aucun enfant à charge. Ces effets interviennent de fait, séquentiellement, sur les taux d'accès au fur et à mesure que l'enfant grandit et tant que la jeune femme n'a toujours pas trouvé d'emploi à durée indéterminée.

<table><caption>Tableau III.14. Durées prédites d'accès à l'emploi en nombre de mois selon le type d'emploi obtenu pour deux cas type de femmes</caption><thead><tr><th></th><th>Emploi</th><th>Emploi en CDI</th><th>Emploi en CDI en temps complet</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="4">Cas d'une jeune femme ayant le Bac, âgée de 18 ans, appartenant à la génération 2010</td></tr><tr><td>Sans enfant (situation de référence)</td><td>11,5 mois</td><td>45 mois</td><td>52,5 mois</td></tr><tr><td>Enfant (au cours de la 1ère année) vivant en couple</td><td>17,5 (+ 6 mois)</td><td>49,5 (+ 4,5 mois)</td><td>55,5 (+ 3 mois)</td></tr><tr><td colspan="4">Deux configurations parentales :</td></tr><tr><td>Monoparentalité initiale</td><td>14,5 (+ 3 mois)</td><td>52 (+ 7 mois)</td><td>60 (+ 7,5 mois)</td></tr><tr><td>Monoparentalité après séparation (6 mois après la naissance)</td><td>19 (+ 7,5 mois)</td><td>51,5 (+ 6,5 mois)</td><td>57 (+ 4,5 mois)</td></tr><tr><td colspan="4">Cas d'une jeune femme ayant un diplôme d'étude supérieur (Bac+3 et plus), âgées de 22 ans, appartenant à la génération 2010</td></tr><tr><td>Sans enfant (situation de référence)</td><td>8 mois</td><td>31,5 mois</td><td>35 mois</td></tr><tr><td>Enfant (au cours de la 1ère année) vivant en couple</td><td>12 (+ 4 mois)</td><td>42,5 (+ 11 mois)</td><td>48 (+ 13 mois)</td></tr><tr><td colspan="4">Deux configurations parentales :</td></tr><tr><td>Monoparentalité initiale</td><td>15 (+ 7 mois)</td><td>48,5 (+ 17 mois)</td><td>54 (+ 19 mois)</td></tr><tr><td>Monoparentalité après séparation (6 mois après la naissance)</td><td>12 (+ 4 mois)</td><td>39,5 (+ 8 mois)</td><td>45 (+ 10mois)</td></tr></tbody></table>

Note : En utilisant les estimations des modèles de durée sur les données fusionnées, ces prédictions de durée ont été faites sur deux profils de femme avec quatre configurations familiales différentes : 1/ Sans enfant, seule ou en couple 2/ Un enfant au cours de la première année suivant la sortie de la formation initiale, en couple 3/ Un enfant au cours de la première année suivant la sortie de la formation initiale, parent Isolé au départ 4/ Un enfant au cours de la première année suivant la sortie de la formation initiale, en couple durant les 6 premiers mois de l'enfant puis parent Isolé. On suppose que la situation de monoparentalité s'étend ensuite sur une période de 30 mois.

Lecture : Une jeune femme, âgée de 18 ans à la sortie de la formation initiale en 2010 mettra 11,5 mois en moyenne pour avoir un premier emploi. Si elle a un premier enfant au cours de sa première année sur le marché du travail, l'accès à un premier emploi sera retardé en moyenne de 6 mois (durée prédite d'accès au premier emploi de 17,5 mois). Si elle est mère isolée dès la naissance de l'enfant, son temps d'accès sera allongé de 3 mois en moyenne alors que si la monoparentalité survient consécutivement à une séparation 6 mois après la naissance de l'enfant, son temps d'accès à un premier emploi sera allongé de 7,5 mois supplémentaire par rapport à une jeune femme sans enfant.

Source : Enquêtes comparables Génération 1998, 2004 et 2010, interrogations à 7 ans, Céreq, calculs des auteurs

La présence d'un enfant de moins d'un an puis de 1 à 3 ans représente bien un coût retardant en moyenne l'accès à un emploi stable pour les jeunes femmes en couple, quel que soit leur niveau de qualification. En revanche, pour une jeune femme sans ou peu qualifiée n'occupant toujours pas un emploi à durée indéterminée après au moins 3 ans, la présence d'un enfant en âge d'être scolarisé (3 ans et plus) accroît de plus de 40 points ses chances d'accéder au cours d'un mois à un premier CDI (à temps complet) (par rapport à une femme sans enfant
dans la même situation d'attente vis-à-vis de l'emploi à durée indéterminée) Ce renversement de l'effet pourrait provenir de la possibilité de scolariser les enfants après 3 ans pour les mères les moins qualifiées, jusque-là sans emploi à durée indéterminée (à temps complet) et qui, ayant la charge d'enfants sans le soutien de l'autre parent (notons que ce dernier peut néanmoins participer aux charges liées à l'éducation de l'enfant), ont la nécessité d'accéder plus rapidement à une insertion durable sur le marché. Ce retournement n'est pas constaté pour les jeunes femmes les plus qualifiées, puisque l'effet de la présence d'un enfant de plus de trois ans continue à diminuer les chances d'accès à un CDI pour ces dernières par rapport aux jeunes femmes de même niveau de qualification mais sans enfant. Mais dans le cas des femmes plus qualifiées, il s'agit en réalité d'un effet « tardif » pour un premier CDI qui en moyenne sera trouvé plus tôt, avant les 3 ans de l'enfant, pour une grande part des jeunes femmes de ce niveau de formation. On capte ici probablement un effet très spécifique, qui n'est identifié et appliqué que pour une frange (très) réduite des mères en couple les plus qualifiées, celles toujours sans CDI après 3 ans de vie active : on peut penser que cela caractérise des jeunes femmes ayant prioritairement des préférences en faveur d'une vie familiale ou bien manifestant une exigence plus forte sur les postes recherchés en CDI à temps complet.

### Les mères isolées les moins qualifiées ont un accès à l'emploi durable plus difficile, ce qui n'est pas le cas pour les plus qualifiées

Dans ce contexte, le tableau III.14 indique que le coût des enfants sur la carrière est renforcé lorsqu'on connaît une situation de monoparentalité. Les résultats rendent compte de l'effet parent isolé sans différencier l'origine de la monoparentalité. « Etre mère isolée », quel que soit le niveau de qualification, ne semble pas modifier le taux d'accès à un tout premier emploi en début de carrière, une fois pris en compte l'impact négatif de la présence des enfants décrits au paragraphe précédent. On remarque néanmoins un faible effet positif de cette situation chez les moins qualifiées.

Lorsqu'on considère les déterminants de la durée écoulée avant l'obtention d'un premier CDI ou d'un premier CDI à temps complet, l'effet global de la monoparentalité devient, sans ambiguïté, de sens opposé selon le niveau de formation des femmes et met en évidence un renforcement des mécanismes inégalitaires à l'égard des moins qualifiées : du côté des plus qualifiées, la monoparentalité « accroît les chances » d'accéder au cours d'un mois à un CDI (à temps complet) de 10 points (8 point) alors qu'elle les réduit de plus de 30 points pour les jeunes femmes entrant sur le marché avec, au mieux, un diplôme secondaire (Tableau III-14). Autrement dit, pour ces dernières, si l'accès à un emploi stable semble comparativement plus difficile et requiert plus de temps en moyenne (d'autant plus s'il est à temps complet), la situation de parent isolé ne leur laisserait alors pas d'autre choix que de recourir prioritairement à des emplois plus instables (rappelons que les effets de la monoparentalité sur l'accès à un emploi sous toutes ses formes sont faibles et positifs).

Pour les jeunes femmes avec un diplôme supérieur, on remarque que les effets de la monoparentalité sur les chances d'accéder à un premier emploi à durée indéterminée (à temps complet) sont contrastés et opposés selon l'origine de la monoparentalité : lorsque ces dernières sont mères isolées dès la naissance de l'enfant, la monoparentalité représente un « coût additionnel » de 6 mois supplémentaires en moyenne avant d'accéder à un premier CDI (un
allongement également de 6 mois pour un CDI à temps complet). Lorsque la monoparentalité intervient après séparation du couple, ces jeunes femmes ayant seules la charge de leur enfant, vont comparativement aux jeunes mères en couple, accéder plus vite aussi bien à un CDI qu'à un CDI à temps complet (en moyenne 3 mois de gain de temps), car même si l'ex-conjoint participe aux dépenses d'éducation de l'enfant, la séparation implique une baisse du niveau de vie, ces jeunes femmes sont donc davantage incitées à rechercher un emploi.

En revanche, ces effets vont dans le même sens pour les moins qualifiées : quelle que soit l'origine de la monoparentalité, ce statut de parent isolé accroît les temps moyens d'attente avant de pouvoir accéder à un emploi stable : une mère isolée (sans avoir vécu en couple avec le père de l'enfant) et ayant le Bac et âgée de 18 ans mettra 2 mois de plus en moyenne qu'une mère vivant en couple pour accéder à un CDI et 7 mois de plus qu'une femme ayant les mêmes caractéristiques mais n'ayant pas enfant.

## CONCLUSION

Ce rapport a mis en évidence les facteurs de précarité socio-économiques auxquels sont soumis les parents isolés, et en particulier les mères isolées.

Leurs caractéristiques sont moins favorables à l'emploi que celles des parents vivant en couple et elles sont davantage affectées par des conditions d'emploi dégradées et par le chômage que les mères vivant en couple. Les très jeunes mères isolées sont également freinées dans leur accès au marché du travail à la sortie du système éducatif par la maternité, même si le niveau d'éducation est un déterminant central de l'accès au premier emploi et au premier emploi stable (à temps plein en CDI).

Les politiques publiques répondent en partie à la plus grande précarité économique à laquelle les parents isolés font face. En particulier les revalorisations de l'ARS, de l'ASF et l'introduction du complément familial majoré ont permis de soutenir le niveau de vie des parents isolés. Mais cela reste insuffisant dans la mesure où les taux de pauvreté des familles monoparentales après redistribution sont supérieurs à ceux des autres catégories de ménages.

Les politiques de l'emploi, comme par exemple les emplois aidés, permettant de soutenir l'emploi des mères isolées non qualifiées pourraient faire l'objet d'une attention particulière.

Le traitement des pensions alimentaires dans le système socio-fiscal mériterait d'être repensé de façon à garantir un niveau de vie stable pour le parent créditeur et les enfants dont il a la charge en cas de recouvrement de la pension due par le parent débiteur.

Enfin les politiques du logement pourraient être renforcées en direction de cette catégorie de ménages afin d'améliorer leurs conditions de logement.