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Altruisme et corésidence en France

Francois-Charles Wolff

► To cite this version:

Francois-Charles Wolff. Altruisme et corésidence en France. Cahiers Economiques de Bruxelles, 1999, 3e trimestre (164), pp.457-488. hal-03912998

HAL Id: hal-03912998

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Submitted on 3 Jan 2023

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Public Domain
Altruisme et corésidence en France<fnref n="1" />

F.C. WOLFF

LEN-CEBS, Université de Nantes & CNAV, Paris
wolff@sc-eco.univ-nantes.fr

Altruism and coresidence in France

Empirical studies concerning financial inter vivos transfers from parents to their children always lead to a rejection of altruistic motives. A possible reason for the lack of evidence for altruism is due to the heterogeneity of familial transfer behaviors. In this paper, we focus on an alternative way of private redistribution, namely the choice of living arrangements. We examine an intergenerational altruistic model with financial gifts and coresidence. Decisions and levels of transfers depend on both the resources of donors and recipients. Theoretical predictions are empirically tested using two French data sets that contain information on all children within each family. Fixed effects are corrected in the econometric estimation and results suggest that parents coreside more often with their less well off children as implied by altruistic motives.

# 1. Introduction

Dans un contexte économique caractérisé par une dégradation relative du sort des jeunes ménages et par l'amélioration constante du niveau de vie des personnes âgées qui reçoivent une part importante des transferts publics avec le financement des retraites, la famille exerce en retour une action redistributrice fondamentale pour le lien social. Les différentes solidarités privées qui circulent entre les générations successives ou non contribuent en effet à une réduction sensible des écarts de niveaux de vie entre les classes d'âge, avec des transferts

<footnote n="1">¹ Une version préliminaire de ce texte a fait l'objet de présentations au séminaire du Laboratoire d'Économie de Nantes (décembre 1998) et aux 16èmes Journées de Microéconomie Appliquée organisées à Lyon (juin 1999). Je tiens à remercier Bernard Fortin et les deux rapporteurs anonymes de la revue pour leurs remarques et suggestions constructives.</footnote>
en temps aux ascendants les plus âgés et surtout des aides en argent aux jeunes générations (ATTIAS-DONFUT, 1995, MASSON, 1997).

Les motivations envisageables pour les transferts *inter vivos* versés par les parents à leurs enfants sont plurielles, et les modélisations envisagées s'articulent autour des deux hypothèses principales que sont l'altruisme et l'échange (LAFERRERE, 1999, MASSON et PESTIEAU, 1997). Lorsqu'ils se caractérisent par des préférences bienveillantes, les parents retirent de la satisfaction du niveau de bien-être de leurs descendants et les aides assurent une redistribution optimale des ressources familiales à la fois entre les générations et entre les différents bénéficiaires. Pour les modèles d'échange, les transferts versés s'inscrivent dans une structure de réciprocité et ils donnent lieu à une contrepartie monétaire ou en nature, qu'elle soit immédiate ou bien différée. Déterminer la nature des motivations familiales s'avère primordial pour connaître l'efficacité des politiques sociales. En effet, l'efficacité des politiques de redistribution devient nulle avec des relations bienveillantes puisque la famille ajuste alors parfaitement ses comportements privés aux décisions publiques (BARRO, 1974)<fnref n="2" />.

En cas d'altruisme, on s'attend à ce que les transferts bénéficient aux enfants les moins fortunés de la fratrie et que les sommes d'argent versées s'ajustent parfaitement en réponse à une variation intrafamiliale de la répartition des revenus entre parents et enfants (COX, 1987). Les différents résultats obtenus en Europe ne sont pourtant pas favorables à ce modèle³. En Belgique, PERELMAN et PESTIEAU (1996) montrent que la fréquence des visites rendues par les enfants augmentent avec le niveau de richesse des parents, suggérant l'idée d'un échange de services contre la promesse de legs ultérieurs. En France, les montants des transferts versés augmentent avec les revenus des bénéficiaires et l'estimation de la différence des dérivées du montant transmis par rapport aux revenus du donateur et du donataire fournit une valeur négative et de très faible intensité (ARRONDEL et MASSON, 1991, ARRONDEL et WOLFF, 1998, WOLFF, 1997). En Italie, conformément à un échange intertemporel égoïste,

<footnote n="2">² Suivant le principe d'équivalence ricardienne, il est équivalent dans un modèle altruiste de financer le déficit public par l'impôt ou par la dette puisque, dans ce dernier cas, les parents vont transmettre à leurs enfants par l'intermédiaire de legs une épargne supplémentaire destinée à rembourser ce déficit.

³ Les résultats obtenus pour les Etats-Unis contredisent également le modèle altruiste, avec une compensation intergénérationnelle des ressources très incomplète (ALTONJI et al., 1997, COX et RANK, 1992).</footnote>
les ménages aident plus souvent leurs enfants lorsqu'ils sont contraints par la liquidité et ont eux-mêmes reçu des transferts de leurs propres parents dans le passé (CIGNO et al., 1996).

Si ces résultats soulignent de manière unanime l'imperfection de l'action compensatrice des transferts familiaux, ils s'appliquent toutefois seulement pour des aides financières circulant entre des générations non corésidentes. Cette restriction ignore le caractère pluriel des aides privées qui peuvent se réaliser selon trois dimensions, l'argent, le temps et l'espace. Inférer les motivations des agents à partir des seules aides financières revient alors à admettre que les autres types de comportements redistributifs sont strictement analogues. Une telle hypothèse semble peu réaliste. A l'inverse des aides monétaires qui dépendent fortement du revenu des parents, il existe en effet une grande variété d'aides en nature auxquelles les familles les moins fortunées peuvent plus facilement avoir recours et qui peuvent être expliquées par des motifs altruistes. Ces transferts sous forme de services, par exemple pour les courses, le linge, la cuisine, le jardinage, le bricolage ou la garde d'enfants, sont très largement diffusés entre les différentes générations au sein de la famille élargie, mais leur intensité ne dépend guère des niveaux de ressources des ménages concernés (ATTIAS-DONFUT, 1995, WOLFF, 1998).

Les études précédentes ignorent également les formes de corésidence avec les jeunes générations. Les rares travaux à disposition sur de tels cas de cohabitation suggèrent pourtant que la distribution de ce type de transferts *inter vivos* profite principalement aux jeunes les moins favorisés au sein de la fratrie à la fois pour les Etats-Unis et pour l'Angleterre, ce qui n'est pas toujours le cas pour les versements d'argent (DUNN et PHILLIPS, 1997, ERMISCH, 1996, ROSENZWEIG et WOLPIN, 1993). Faut-il dès lors admettre comme l'affirme MASSON (1997, p. 154) que « la famille est à l'égard de ses enfants plus altruiste qu'on ne l'estime généralement en ne considérant que les transferts financiers entre ménages indépendants » ? Partant de cette problématique, notre étude s'intéresse de manière spécifique au rôle de la corésidence dans le débat sur les motivations des solidarités familiales, avec la possibilité de comportements altruistes pour ce type de transfert.

Si la corésidence peut s'effectuer dans les sens descendant ou ascendant, sa difficulté principale consiste à identifier le bénéficiaire exact de ce type de rela-
tions intergénérationnelles, enfants ou parents. A l'inverse des aides en argent dont le sens de circulation suffit pour révéler les positions de prestataires (aidant ou aidé), elle peut en effet mutuellement profiter aux deux générations concérnées. Un tel scénario se vérifie par exemple lorsque les parents âgés mettent à disposition leur logement en contrepartie des soins rendus par les enfants au domicile<fnref n="4" />. Deux cas sont alors à distinguer. Si la corésidence correspond à un transfert descendant lorsqu'elle bénéficie aux jeunes ménages, il s'agit à l'inverse d'un flux plutôt ascendant pour les enfants plus âgés qui doivent s'occuper de leurs parents dépendants, même si les aidants peuvent en retour être privilégiés par rapport à leurs frères et soeurs lors de la transmission du logement.

Cet article cherche à déterminer les motivations de la corésidence en se limitant à des transferts qui descendent les générations, dans la mesure où les aides au sein de la famille sont surtout dirigées des parents vers leurs enfants. En affectant la totalité du pouvoir de décision aux parents, cette analyse respecte d'ailleurs le processus de négociation de type dictatorial qui caractérise le modèle altruiste⁵. L'étude suit le plan suivant. La section 2 propose un modèle altruiste statique avec des transferts aux enfants en argent et sous forme de cohabitation. Celle-ci présente les caractéristiques d'un bien public dans la formalisation. La section 3 teste les prédictions théoriques à partir de deux sources statistiques pour la France, les enquêtes CNAV Trois Générations 1992 et INSEE Complémentaire Emploi 1996. L'information disponible sur la fratrie des enfants bénéficiaires permet de corriger les effets fixes familiaux dans l'estimation économique. Les résultats empiriques soulignent les motivations altruistes de la corésidence qui profite aux enfants les plus défavorisés de la fratrie. La section 4 conclut.

<footnote n="4">⁴ La corésidence est un processus dynamique complexe qui comprend trois schémas distincts, la décohabitation définitive où les enfants quittent pour toujours le domicile parental, la recohabitation où les enfants reviennent chez leurs parents après s'en être éloignés et la corésidence de toujours où les générations ne se séparent jamais au cours de leur vie (ATTIAS-DONFUT et RENAUT, 1994, VILLENEUVE-GOKALP, 1997).
⁵ Ce schéma descendant est certes restrictif, les enfants pouvant aussi héberger leurs parents avec un altruisme ascendant. Néanmoins, il s'avère souvent difficile de savoir à qui profite une corésidence avec des parents âgés.</footnote>
## 2. Modélisation des transferts altruistes

### 2.1. Les choix de transferts

Nous considérons un modèle altruiste de transfert où les parents disposent de deux instruments non exclusifs pour aider leurs enfants, le versement d'argent et le mode de logement. Pour la présentation formalisée, on admet que chaque génération se caractérise par un agent unique indicé par $p$ pour les parents et par $e$ pour les enfants. Le cadre est statique et seulement deux choix sont envisageables pour le mode d'habitat entre les agents noté $\theta$, à savoir des logements indépendants ($\theta = i$) ou une corésidence ($\theta = c$).

Les parents et les enfants se caractérisent par des fonctions d'utilité notées $U$ et $V$, strictement quasi-concaves et deux fois différentiables. Les niveaux de satisfaction individuels comportent deux arguments, la consommation privée $C_p$ ou $C_e$ et les dépenses consacrées au logement $L_p$ ou $L_e$. Les parents supposés altruistes retirent de la satisfaction du bien-être de leurs enfants suivant BEC-KER (1991) et ils se caractérisent par la fonction d'utilité suivante :

$$ (1) \qquad U = U(C_p, L_p, V_\theta(C_e, L_e)) $$

Compte tenu de leur bienveillance, les parents cherchent alors à assurer une répartition optimale des ressources au sein de la famille. Chaque génération se caractérise par une dotation exogène $Y_p$ ou $Y_e$ pour satisfaire ses besoins de consommation $C_p + L_p$ ou $C_e + L_e$. Dans ce modèle, les parents peuvent aider leurs enfants par le choix $\theta$ du logement et par le versement d'argent $T_\theta$ avec la constrainte de non négativité $T_\theta \ge 0$<fnref n="6" />.

La corésidence présente deux caractéristiques spécifiques dans l'analyse des transferts privés (ROSENZWEIG et WOLPIN, 1993, 1994, ERMISCH, 1996). D'une part, la mise à disposition de leur logement est un moyen moins onéreux pour les parents d'aider leurs enfants par rapport à une fourniture d'argent dans le cas d'habitats séparés. Une telle économie s'explique par l'existence de biens

<footnote n="6">⁶ Avec cette contrainte de non négativité, l'effet compensatoire des transferts privés s'exerce seulement dans le sens descendant pour accroître le niveau de consommation d'enfants défavorisés.</footnote>
(quasi) publics lorsque les deux générations vivent sous le même toit. D'autre part, la cohabitation représente une perte de bien-être à la fois pour les parents et pour les enfants compte tenu de l'absence d'intimité (*privacy cost*). De manière implicite, les deux générations préfèrent habiter dans des logements indépendants.

Le modèle altruiste fait référence à un processus de négociation particulier puisque les parents détiennent le pouvoir exclusif de décision. Suivant ERMISCH et DI SALVO (1997), on admet que les choix de transferts sont déterminés en deux étapes. Les parents fixent dans un premier temps les montants d'argent optimaux $T_i$ et $T_c$ conditionnellement au choix d'habitat et ils décident dans un second temps le mode de logement en comparant leurs niveaux d'utilité indir ecte obtenus pour ($\theta$ = i) et ($\theta$ = c). Ils cherchent alors à maximiser leur satisfaction U sous contraintes budgétaires, et deux cas doivent être distingués selon le lieu d'habitat des enfants.

Dans le cas de logements indépendants ($\theta$ = i), les parents consacrent leur revenu $Y_p$ exogène à leurs dépenses de consommation privée $C_p$ et pour le logement $L_p$, et à la fourniture d'une aide monétaire $T_i$ pour les enfants. A l'inverse, ces derniers disposent de leur revenu $Y_e$ et de ce transfert altruiste $T_i$ pour satisfaire leur niveau de consommation globale $C_e + L_e$. Les contraintes budgétaires associées sont définies par :

$$ (2) \qquad \theta = i \qquad C_p + L_p = Y_p - T_i \qquad C_e + L_e = Y_e + T_i $$

Dans le cas de la corésidence ($\theta$ = c), la contrainte de ressources reste inchangée pour les parents qui utilisent $Y_p$ pour financer leur consommation $C_p + L_p$ et l'aide versée $T_c$. En revanche, les enfants profitent intégralement des dépenses relatives au logement qui sont assurées par les parents et la consommation $L_e$ est égale à $L_p$. Ils peuvent désormais financer leur consommation personnelle par leur revenu $Y_e$ et par le transfert $T_c$ :

$$ (3) \qquad \theta = c \qquad C_p + L_p = Y_p - T_i \qquad C_e + L_e = Y_e + T_i $$

Afin de déterminer explicitement les effets de $Y_p$ et $Y_e$ sur $T_\theta$ et $\theta$, nous considérons dans l'analyse une utilité parentale U de type Cobb-Douglas telle que :

$$ (4) \qquad U = \gamma \ln C_p + (1 - \gamma) \ln L_p + S_{p\theta} + \beta_p (\delta \ln C_e + (1 - \delta) \ln L_e + S_{e\theta}) $$
avec $\gamma$ et $\delta$ deux paramètres tels que $0 \le \gamma \le 1$ et $0 \le \delta \le 1$, $\beta_p$ le degré d'altruisme parental vérifiant $0 \le \beta_p \le 1$, et $S_{p\theta}$ et $S_{e\theta}$ les niveaux de bien-être liés au choix de l'habitat $\theta$. La préférence supposée pour des logements indépendants implique les inégalités $S_{pi} > S_{pc}$ et $S_{ei} > S_{ec}$, où $S_{pi} - S_{pc}$ et $S_{ei} - S_{ec}$ représentent les coûts individuels de la cohabitation. Nous examinons à présent l'allocation des ressources et les choix de transferts entre les parents et leurs enfants, les deux générations étant représentées par un agent unique<fnref n="7" />.

## 2.2. La réallocation intergénérationnelle

### 2.2.1. Les aides en argent versées

Lorsque les deux générations vivent dans des logements indépendants, les parents maximisent leur utilité U sous les contraintes budgétaires (2), qui peuvent être agrégées en une contrainte unique pour $T_i > 0$. Dans ce cas, les niveaux de consommation dépendent seulement du montant de revenu total $Y_p + Y_e$. Au point optimal, on détermine la somme d'argent versée $T_i$ d'après la condition d'équilibre $C_p / \gamma = L_p / (1 - \gamma) = C_e / \beta_p \delta = L_e / \beta_p (1 - \delta)$:

$$ (5) \qquad T_i = \frac{\beta_p}{1+\beta_p} Y_p - \frac{1}{1+\beta_p} Y_e $$

Les effets sont différents en cas de vie au domicile parental puisque les enfants bénéficient des dépenses de logement de leurs ascendants. Dans ce scénario, les enfants retirent de la satisfaction de cette consommation $L_p$ et la fonction d'utilité U doit tenir compte de l'égalité $L_p = L_e$. La maximisation de U sous les contraintes (3) fournit la condition d'équilibre $C_p / \gamma = L_p / ((1 - \gamma) + \beta_p (1 - \delta)) = C_e / \beta_p \delta$ et l'on en déduit la valeur optimale de $T_c$:

$$ (6) \qquad T_c = \frac{\beta_p \delta}{1+\beta_p} Y_p - \frac{1+\beta_p(1-\delta)}{1+\beta_p} Y_e $$

Les gains potentiels liés à l'existence du bien public immobilier modifient la structure des aides financières. La comparaison des montants optimaux révèle que le montant $T_i$ est toujours strictement supérieur à $T_c$ (compte tenu des restrictions imposées pour $\beta_p$ et $\delta$):

<footnote n="7">⁷ Pour ce modèle altruiste, les différents niveaux de consommations d'équilibre sont présentés en annexe.</footnote>
(7)

$$T_i - T_c = \frac{\beta_p (1 - \delta)}{(1 + \beta_p)} (Y_p + Y_e) > 0$$

En fait, le transfert des parents comprend deux éléments en cas de corésidence, la somme d'argent versée et l'équivalent monétaire des dépenses consacrées au logement. Les parents sont donc amenés à diminuer l'intensité de leur aide financière en cas de vie commune puisqu'ils consacrent déjà davantage de ressources pour le logement. A l'inverse, pour les jeunes qui sont indépendants, le transfert $T_i$ s'avère plus important car il comprend le financement des dépenses pour le logement L et pour $C_e$. Cette substitution entre les deux formes d'aides, argent et cohabitation, conduit à la définition de trois régimes de transferts en fonction des valeurs de $Y_p$, $Y_e$, $\beta_p$ et $\delta$. Les conditions nécessaires pour le versement d'argent, à savoir $T_i > 0$ et $T_c > 0$, indiquent en effet l'existence d'une zone de transfert où les parents apportent un soutien monétaire seulement aux enfants non corésidents :

$$\begin{array}{ccc} T_i = 0, T_c = 0 & T_i > 0, T_c = 0 & T_i > 0, T_c > 0 \\ 0 & \frac{Y_e}{\beta_p} & P \end{array}$$

Lorsque les parents sont peu fortunés par rapport à leurs enfants, aucun transfert d'argent ne se réalise. Pour des niveaux de revenu $Y_p$ intermédiaires, le montant $T_c$ reste toujours nul alors que les parents versent une aide financière $T_i$ à leurs enfants hors domicile. De manière intuitive, les parents doivent être suffisamment fortunés pour donner de l'argent en cas de cohabitation puisqu'ils supportent déjà le coût accru des dépenses de logement. Un tel scénario se produit lorsque le niveau de revenu parental est élevé. Quel que soit $\theta$, la diffusion des aides en argent est d'autant plus probable que les parents sont fortunés et que les enfants sont pauvres afin d'assurer le rapport désiré des consommations $C_p + L_p$ et $C_e + L_e$. Cette compensation intergénérationnelle des ressources est aussi vérifiée pour les montants transmis $T_e$ et $T_i$ définis par (5) et (6), avec des dérivées vérifiant $\partial T_e / \partial Y_p > 0$ et $\partial T_e / \partial Y_e < 0^8$.

<footnote n="8">⁸ Par ailleurs, dans le modèle altruiste, la différence de ces dérivées par rapport aux revenus des parents et des enfants doit être égale à l'unité compte tenu de la compensation parfaite des ressources (COX, 1987).</footnote>
### 2.2.2. Les choix de corésidence

Les décisions de corésidence sont l'œuvre des parents qui comparent leurs niveaux d'utilité indirecte $\bar{U}_i = (Y_p, Y_e, S_{pi}, S_{ei})$ et $\bar{U}_c = (Y_p, Y_e, S_{pc}, S_{ec})$. Le calcul de $\bar{U}_i - \bar{U}_c$, qui renseigne sur les désirs de logements indépendants, dépend des valeurs respectives de $C_p, L_p, C_e$ et $L_e$. Trois cas doivent être distingués selon la réalisation ou non des aides $T_i$ et $T_c$ :

$$ (8) \qquad \bar{U}_i - \bar{U}_c |_{T_i>0, T_c>0} = (S_{pi} - S_{ec}) + \beta_p (S_{ei} - S_{ec}) + C_1 (\gamma, \delta, \beta_p) $$

$$ (9) \qquad \bar{U}_i - \bar{U}_c |_{T_i>0, T_c=0} = (1+\beta_p) \ln(Y_p+Y_e) - (1+\beta_p(1-\delta)) \ln Y_p - \beta_p \delta \ln Y_e + (S_{pi} - S_{pc}) + \beta_p (S_{ei} - S_{ec}) + C_2 (\gamma, \delta, \beta_p) $$

$$ (10) \qquad \bar{U}_i - \bar{U}_c |_{T_i=0, T_c=0} = (1-\delta)\beta_p(\ln Y_e - \ln Y_p) + (S_{pi} - S_{pc}) + \beta_p(S_{ei} - S_{ec}) + C_3(\gamma, \delta, \beta_p) $$

où $C_1, C_2$ et $C_3$ sont des constantes fonctions de $\gamma, \delta$ et $\beta_p$. Indépendamment des valeurs de $T_i$ et de $T_c$, les choix de corésidence dépendent des pertes de bien-être liées à ce mode de vie, à la fois pour les parents ($S_{pc} - S_{pi}$) et pour les enfants ($S_{ec} - S_{ei}$). Lorsque le coût implicite de la cohabitation est important, il est dans l'intérêt pour chaque génération d'habiter dans des logements indépendants. Selon toute vraisemblance, ce coût est moins élevé pour les ménages caractérisés par une situation sociale défavorable (BOMMIER et ECKHARDT, 1998). Si les parents pauvres réalisent des économies notables par la corésidence, le partage du logement permet pour les enfants peu fortunés d'accroître leur montant de consommation $C_e + L_e$.

Pour une fonction d'utilité (4) de type Cobb-Douglas, les revenus des deux générations exercent des effets différents sur le mode d'habitat selon la saturation ou non des contraintes $T_i \ge 0$ et $T_c \ge 0$. D'une part, lorsque les parents sont fortunés par rapport à leurs enfants ($T_i > 0$ et $T_c > 0$), les revenus $Y_p$ et $Y_e$ n'interviennent pas directement dans la différence (8). Si le versement d'argent $T_i$ et l'aide cumulée $L_p + T_c$ constituent deux stratégies équivalentes, les revenus ont néanmoins des effets indirects par la préférence pour des logements séparés<fnref n="9" />.

<footnote n="9">⁹ En revanche, pour une utilité de type CES, on montre que la probabilité de corésidence est plus fréquente pour des parents fortunés et pour des enfants pauvres (ERMISCH et DI SALVO, 1997).</footnote>
D'autre part, lorsque $T_i > 0$ et $T_c = 0$ ou $T_i = 0$ et $T_c = 0$, on détermine aisément les signes des dérivées $\partial(\bar{U}_i - \bar{U}_c)/\partial Y_p$ et $\partial(\bar{U}_i - \bar{U}_c)/\partial Y_e$, respectivement positif et négatif. On retrouve ainsi la propriété de compensation qui caractérise le modèle altruiste, telle que les parents aident d'autant plus leurs enfants (sous forme de corésidence) qu'ils sont fortunés et que ces derniers sont pauvres<fnref n="10" />. Ainsi, les enfants fortunés préfèrent que les parents leur versent un transfert $T_i$ afin de financer la consommation $C_e$ et les dépenses de logement $L_e$. Al'inverse, les parents riches désirent corésider puisque ce type de solidarité leur coûte relativement moins cher et leur assure un niveau de satisfaction plus important.

Au total, si les effets du revenu et de la perte de bien-être jouent en sens contraire pour les parents, on peut tout de même penser que les plus fortunés vont préférer vivre dans des logements indépendants (effet du coût implicite dominant), surtout si l'on tient compte des désirs des enfants dans le processus de décision. Pour ces derniers, les deux variables exercent des incidences identiques et on s'attend à un partage du logement plus fréquent pour des enfants caractérisés par un faible niveau de revenu. Nous complétons maintenant l'analyse en intégrant les décisions complètes des parents en présence de plusieurs bénéficiaires potentiels.

## 2.3. La réallocation intragénérationnelle

Si la répartition optimale des revenus familiaux assure un lissage des consommations désirées entre les générations, les parents altruistes procèdent également à une redistribution de leurs revenus entre les différents bénéficiaires au sein de la fratrie. En présence de plusieurs enfants, la possibilité d'aides en argument et au logement augmente sensiblement le nombre de cas possibles. Pour ces transferts, il faut désormais tenir compte des interdépendances au sein de la fratrie pour déterminer les montants optimaux versés par les parents.

Les résultats mis en évidence pour la compensation intergénérationnelle restent vérifiés en présence de plusieurs enfants (BECKER, 1991). Ainsi, on vérifie que le montant $T_{ij}$ versé à chaque enfant non corésident j excède toujours le montant $T_{cj}$ attribué en cas de partage du logement. Quel que soit le choix $\theta$, les

<footnote n="10">¹⁰ Dans le modèle altruiste, l'occupation de logements indépendants est plus fréquente pour des parents pauvres qui peuvent ainsi consacrer moins de ressources aux dépenses de logement et pour des enfants riches qui parviennent alors à une consommation totale supérieure.</footnote>
aides financières sont le fait de parents fortunés et elles bénéficient en priorité aux enfants pauvres, soit $\partial T_{\theta_j} / \partial Y_p > 0$ et $\partial T_{\theta_j} / \partial Y_e < 0$. Surtout, cette compensation par les aides privées s'exerce également au sein de la fratrie. Parmi les enfants, les moins fortunés vont recevoir davantage d'argent. Les parents peuvent en effet leur consacrer d'autant plus de ressources qu'ils ne versent pas d'aides aux enfants suffisamment fortunés. Les montants versés s'ajustent aussi parfaitement aux écarts de revenus qui existent entre les différents bénéficiaires, en les compensant de manière intégrale. Parallèlement, une redistribution des revenus entre les parents et un enfant donné n'exerce aucune effet sur la somme d'argent optimale versée aux autres enfants.

Concernant l'habitat, les parents comparent ensuite leurs niveaux d'utilité indirecte en fonction des combinaisons pour les variables $\theta_j$. Si les plus fortunés préfèrent la corésidence, les économies d'échelle liées au partage du logement sont néanmoins compensées par la perte de bien-être subséquente. En préférence de nombreux enfants, l'importance de ces coûts devient très importante et les parents désirent héberger à leur domicile un nombre restreint d'enfants compte tenu des problèmes posés par la taille du logement. Il convient de préciser quels sont les individus qui restent au domicile parental. La comparaison des utilités indirectes intègre désormais les coûts individuels $S_{cj} - S_{ij}$. Dans ce cas, les parents vont choisir une cohabitation avec l'enfant pour lequel la perte de bien-être induite par la cohabitation est la plus faible, le moins favorisé au sein de la fratrie (BOMMIER et ECKHARDT, 1998)<fnref n="11" />. Cet effet indirect se trouve renforcé par l'incidence directe du revenu des bénéficiaires, puisque la probabilité de vie commune diminue avec les ressources de l'enfant. Ainsi, un consensus implicite se met en place par ce double effet du revenu et de la perte de bien-être, tel que les enfants les moins fortunés corésident alors que les plus favorisés occupent des logements indépendants.

Au total, les effets des caractéristiques à la fois pour les parents et pour les enfants sur les différentes décisions de transferts sont synthétisés dans le ta-bleau 1. Ces résultats, qui permettent de déterminer la validité du modèle al-truiste et à partir desquels sont spécifiés nos équations économétriques, souli-

<footnote n="11">¹¹ Lorsque les parents décident de corésider avec un enfant caractérisé par une perte de bien-être élevée, l'allocation des ressources familiales ne vérifie plus la propriété d'efficacité parétienne. Le fait que des enfants riches habitent au domicile parental permet alors de rejeter la validité du modèle altruiste.</footnote>
gnent les positions défavorisées des enfants aidés par des transferts en argent et en cohabitation dans le cas de motivations bienveillantes.

<caption>TABLEAU 1</caption>

Effets des caractéristiques familiales sur les transferts altruistes.

<table><thead><tr><th>Transfert</th><th>Argent</th><th>Corésidence</th></tr></thead><tbody><tr><td>Parents</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Revenu</td><td>+</td><td>+</td></tr><tr><td>Perte de bien-être</td><td></td><td>-</td></tr><tr><td>Enfant</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Revenu</td><td>-</td><td>-</td></tr><tr><td>Perte de bien-être</td><td></td><td>-</td></tr><tr><td>Enfant au sein de la fratrie</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Revenu moins élevé</td><td>+</td><td>+</td></tr><tr><td>Perte de bien-être moins importante</td><td></td><td>+</td></tr></tbody></table>

### 3. Etude empirique de la corésidence

Nous examinons à présent les comportements de transferts *inter vivos* en argent et sous forme de corésidence en France à partir de deux enquêtes statistiques transversales. L'étude économétrique, qui cherche à préciser les caractéristiques à la fois des aidants et des enfants bénéficiaires, reste statique compte tenu de l'information à disposition<fnref n="12" />. Dans la mesure où les travaux réalisés à ce jour en France se sont exclusivement intéressés aux aides financières et aux donations versées aux enfants hors domicile, notre étude permet de compléter les tests du modèle altruiste suivant deux points originaux. D'une part, nous privilégions l'examen des déterminants de la corésidence, mais en tenant compte de l'interaction entre les aides en argent et en cohabitation. D'autre part, nous analysons les choix de partage du logement entre les parents et chacun de leurs enfants en contrôlant l'hétérogénéité familiale non observable par une procédure à effets fixes dans l'estimation économétrique.

<footnote n="12">¹² De manière idéale, un test précis du modèle altruiste nécessite plutôt des données longitudinales. On s'attend en effet à ce que les enfants soient davantage aidés lorsqu'ils font face à des difficultés financières temporaires.</footnote>
### 3.1. Les sources statistiques

Notre étude empirique utilise deux sources statistiques distinctes réalisées auprès des ménages en France, les enquêtes CNAV Trois Générations 1992 et INSEE Complémentaire Emploi 1996. Ces données précisent les modes de logement entre les parents et leurs enfants adultes et fournissent des indications sur les aides et dons en argent versés.

L'enquête Trois Générations renseigne sur les comportements de solidarités privées entre des lignées comprenant au moins trois générations adultes, grands-parents, parents encore nommés pivots et enfants adultes (ATTIAS-DONFUT, 1995). L'échantillon comporte respectivement un ménage pivot âgé entre 49 et 53 ans et qui appartient à une famille trigénérationnelle, un de ses parents et un de ses enfants. Nous utilisons pour l'analyse seulement les déclarations des pivots interviewés, ce qui correspond à 1958 observations. A partir de l'enquête annuelle Emploi de l'INSEE, l'enquête Complémentaire Emploi interroge un sous-échantillon de 11285 individus âgés de plus de 50 ans sur leur passage à la retraite et leurs conditions de vie au cours de cette période. Les transferts financiers et en nature avec les ascendants et les descendants sont également enregistrés dans le questionnaire.

Ces deux sources statistiques conviennent particulièrement bien pour l'examen des pratiques de corésidence. Elles comportent non seulement les caractéristiques complètes des parents susceptibles d'avoir des enfants à domicile, en particulier le niveau d'éducation et la catégorie sociale de l'enquêté et de son conjoint ainsi que le revenu et le patrimoine du ménage, mais elles précisent également plusieurs déterminants démo-économiques pour chacun des enfants à l'exception de leurs revenus. Concernant les transferts familiaux, on connaît dans les deux enquêtes le statut spécifique de logement pour chacun des enfants au sein de la fratrie, corésident ou hors domicile, tandis que les parents indiquent seulement s'ils ont ou non versé de l'argent sans préciser les éventuels jeunes concernés (ces derniers peuvent être au domicile parental ou vivre de manière indépendante)<fnref n="13" />. Cette information disponible sur la fratrie des bénéfi-

<footnote n="13">¹³ Dans l'enquête Complémentaire Emploi, les parents indiquent seulement si leurs enfants habitent la même maison ou le même immeuble. Nous avons supposé l'existence d'une cohabitation dans ce dernier cas, même si cette définition inclut sans doute quelques cas (peu nombreux) de quasi-corésidence.</footnote>
ciaires potentiels pour la corésidence permet alors de tenir compte des choix
différenciés des parents en fonction de la position sociale de leurs enfants.

Le recours à ces deux sources statistiques se justifie par des considérations liées
à l'âge des bénéficiaires potentiels. Dans l'enquête CNAV, les parents ont entre 49
et 53 ans si bien que les enfants sont plutôt jeunes, généralement moins de 25 ans.
De ce fait, leurs trajectoires intergénérationnelles de corésidence ne sont pas né-
cessairement achevées et le départ peut être imminent pour des enfants déclarés
au domicile à la date de l'enquête. Compte tenu de cette dynamique, l'enquête
INSEE permet d'étudier les motivations de la cohabitation pour des jeunes relati-
vement plus âgés, entre 20 et 40 ans, avec un partage du logement sans doute
davantage en faveur des parents au delà de cet âge. Si une telle démarche assure a
priori un contrôle notable des effets d'échéancier, elle ne permet pas en revanche
de tenir compte du fait que la corésidence est un phénomène limité dans le temps.

L'étude économétrique comporte deux points. D'une part, elle s'intéresse aux
choix de cohabitation entre les différents frères et soeurs. Il s'agit alors de compa-
rer la position économique des jeunes au domicile par rapport aux non corésidents.
Dans ce but, nous avons individualisé les fichiers initiaux portant sur des familles,
de telle sorte que chaque enfant compte pour une observation distincte dans les
nouveaux échantillons. Les régressions prennent en compte le fait que les caracté-
ristiques parentales sont identiques pour les individus d'une même fratrie. D'autre
part, elle examine l'interaction entre les décisions de partage du logement et d'aides
en argent du point de vue des parents donateurs. Nous exposons au préalable quel-
ques aspects descriptifs de la corésidence en France.

3.2. *Les pratiques de corésidence*

L'intensité de la corésidence varie de manière tout à fait significative au cours
du cycle de vie. Cette pratique diminue régulièrement avec l'âge des enfants,
tout du moins lorsqu'ils ne sont pas trop âgés, au fur et à mesure de l'autonomie
financière affirmée pour ces derniers. Le graphique 1 indique les taux de coha-
bitation avec les enfants âgés de 18 à 60 ans pour l'enquête Complémentaire
Emploi 1996¹⁴. Trois phases peuvent être distinguées. Tout d'abord, la corésidence

<footnote n="14">14 Les taux de corésidence obtenus à partir de cette source statistique sont très proches des taux calculés pour les 20-29 ans par DESPLANQUES (1994) à partir du recensement 1990.</footnote>
diminue fortement pour les jeunes âgés entre 18 et 30 ans, avec un taux de diffusion passant de 90% à 10%, et elle traduit leur désir d'indépendance par des logements distincts. Ensuite, pour des âges de 30 à 55 ans, la proportion de cohabitants apparaît à peu près stable et elle oscille entre 5 et 7%. Enfin, les taux tendent à augmenter au delà de 55 ans et ils traduisent plutôt une cohabitation ascendante avec la prise en charge des parents âgés.

GRAPHIQUE 1

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>La diffusion de la corésidence selon l'âge des enfants</figcaption></figure>

Source : Enquête INSEE Complémentaire Emploi 1996.

Dans la mesure où nous nous intéressons seulement à des aides versées par les parents, nous avons retenu dans l'analyse des enfants âgés d'au plus 40 ans. Une telle condition paraît vraisemblable pour garantir des flux de transferts descendants. D'après l'enquête INSEE, le taux moyen de corésidence s'élève à 16,9% pour la tranche d'âge de 20 à 40 ans. Si la moitié des 20-25 ans habite au domicile parental, cette proportion se réduit significativement si l'on considère les 25-40 ans, avec 10,8% de cohabitants, et elle est d'environ 7% pour les ménages âgés de 30 à 40 ans. Ces évidences soulignent l'importance significative de la corésidence dans la diffusion des transferts intergénérationnels au cours du cycle de vie.
Dans l'enquête Trois Générations, les parents précisent les raisons en cas de partage du logement avec les enfants adultes âgés de 20 ans et plus. Cette information renseigne ainsi sur les motivations de ces comportements et l'on s'attend à ce que les aides bénéficient aux plus défavorisés en cas d'altruisme parental. Les résultats descriptifs confirment plutôt cette hypothèse puisque 42,6% des cas de cohabitation s'expliquent par les ressources insuffisantes des enfants. Cette proportion s'élève encore à 22,6% lorsque l'on exclut les jeunes étudiants. Néanmoins, plus du tiers des parents reportent également un choix délibéré de leurs enfants de rester au domicile sans précision supplémentaire<fnref n="15" />.

Les trajectoires de corésidence sont en outre particulièrement complexes à ces âges jeunes, puisque le départ du domicile parental n'exclut pas la possibilité d'un retour ultérieur souligné par VILLENEUVE-GOKALP (1997). L'enquête CNAV rend compte d'un éventuel retour des enfants au domicile parental pour une durée de plus de trois mois. Parmi les non corésidents, environ 15% des ménages sont déjà revenus chez leurs parents. Dans ce cas, les raisons invoquées sont principalement des questions de logement, de chômage, de divorce ou séparation, ainsi que des explications de nature professionnelle. Ces motifs apparaissent liés à l'existence de difficultés directement vécues par les bénéficiaires et ils traduisent là encore des comportements plutôt altruistes pour la corésidence.

### 3.3. Les caractéristiques des enfants corésidents

Si le modèle altruiste est valide, on s'attend à ce que les jeunes les plus défavorisés au sein de la fratrie vivent plus souvent au domicile parental. Les deux enquêtes autorisent une étude exhaustive de ces choix intragénérationnels pour la France.

Afin d'examiner les décisions individuelles de corésidence, il faut néanmoins tenir compte de la corrélation probable des caractéristiques non observables des enfants pour chaque fratrie. Ces facteurs correspondent par exemple à la générosité et à la bienveillance des parents. Avec plusieurs observations par famille

<footnote n="15">¹⁵ Dans ce dernier cas, il est assez difficile de préciser la nature des comportements en jeu. Ceux-ci peuvent notamment être altruistes si les enfants décident volontairement de rester au domicile parental afin de ne pas supporter des frais trop importants pour le logement.</footnote>
en présence d'au moins deux frères et soeurs, il devient possible de corriger les effets fixes familiaux à partir d'une régression logistique conditionnelle suivant la procédure d'Andersen-Chamberlain (CHAMBERLAIN, 1980, 1984, MADDALA, 1987). Cette méthode consiste à estimer pour un enfant donné la probabilité de vivre avec ses parents au sein de familles pour lesquelles au moins un enfant, mais pas tous, coréside<fnref n="16" />. Les résultats économétriques pour les deux enquêtes sont présentés dans les tableaux 2 et 2bis. Pour ces modèles à effets fixes, seules les caractéristiques des enfants peuvent être prises en compte dans la régression puisque l'effet fixe familial capture les déterminants observables et non observables pour les parents (qui sont communs à tous les enfants d'une même fratrie).

D'après l'enquête Trois Générations, la corésidence pour les jeunes de 20 ans et plus s'avère plus fréquente pour les garçons et elle diminue fortement avec l'âge, la présence d'un conjoint et le nombre d'enfants. Il s'agit donc d'individus qui ne sont pas encore installés. Si les différentes modalités du niveau de diplôme sont sans incidence pertinente, la cohabitation s'adresse surtout à des ménages non actifs et elle bénéficie plus souvent aux chômeurs et aux étudiants (cf. tableau 2). Ces effets sont plutôt favorables à une redistribution altruiste à la fois inter et intragénérationnelle. Si l'enquête ne permet pas de connaître les revenus individuels, on dispose tout de même d'indications sur la richesse permanente des bénéficiaires potentiels à partir de l'éducation. L'absence de pouvoir explicatif pour cette variable tient sans doute à la prise en compte des étudiants, qui n'ont pas encore achevé leurs études.

Si l'on exclut ces individus de la régression, les résultats économétriques révèlent que la corésidence bénéficie principalement aux enfants les moins diplômés. Toutes choses égales par ailleurs, avoir suivi des études supérieures au baccalauréat diminue la probabilité de vie commune au seuil de 5%, ce qui traduit la perte de bien-être accrue pour les plus diplômés. La cohabitation se réalise en tout cas avec des enfants défavorisés socialement puisque cette pratique reste plus fréquente pour les chômeurs. Compte tenu des départs du domicile parental croissants avec l'âge, ces résultats obtenus dans un cadre statique ignorent les questions d'échéancier pour les jeunes qui ne sont pas encore partis

<footnote n="16">16 L'estimation peut donc être mise en oeuvre seulement pour des fratries caractérisées par une variation de la variable dépendante (en l'occurrence la corésidence) entre les différents enfants.</footnote>
à la date de l'enquête (effet d'âge). Les évidences s'avèrent inchangées lorsque l'on considère les personnes de 22 ans et plus, avec des bénéficiaires peu diplômés et plus souvent au chômage<fnref n="17" />.

Nous avons également sélectionné les enfants de 22 ans et plus exerçant un emploi, de manière à considérer les choix d'individus *a priori* suffisamment fortunés pour vivre seuls. Dans ce cas, la corésidence s'avère moins fréquente pour les plus âgés et pour ceux qui vivent en couple. Si le niveau d'éducation joue plutôt négativement mais non significativement, ce type de solidarité est moins diffusé parmi les cadres et les professions supérieures au seuil de 8%. La corésidence apparaît donc le fait d'enfants présentant des caractéristiques permanentes défavorisées conformément à des motivations altruistes.

L'enquête Complémentaire Emploi renseigne pour sa part sur des jeunes relativement plus âgés, ce qui permet d'envisager des situations de vie commune prolongées avec les parents. Les évidences économétriques confirment les intensions plutôt altruistes de ce type de solidarités (cf. tableau 2bis). Pour les enfants âgés de 20 à 40 ans, la cohabitation est plus fréquente pour les individus masculins, sans conjoint et sans enfant, mais elle diminue en revanche avec l'âge. Surtout, le niveau de diplôme joue négativement sur la diffusion de la corésidence puisque le fait d'être bachelier et plus encore d'avoir suivi des études supérieures diminue significativement l'intensité de cette pratique. Cet effet redistributif s'accompagne en outre d'une diffusion accrue pour les chômeurs.

L'enquête INSEE permet également de vérifier la pertinence de ces résultats pour des jeunes plus âgés, de 25 à 40 ans. La régression associée confirme pleinement les évidences précédentes. Si la corésidence profite avant tout aux jeunes non installés dans leur vie de couple, les bénéficiaires se caractérisent par des niveaux de diplôme peu importants et ils sont plus souvent chômeurs ou inactifs (au seuil de 1%). Le fait d'exclure de l'échantillon les étudiants ne modifie pas les estimateurs, et les différentes modalités de la variable d'éducation diminuent régulièrement la probabilité de vivre avec ses parents.

<footnote n="17">¹⁷ Avec la structure par âge des jeunes dans l'enquête CNAV, on ne peut étudier les comportements pour des enfants plus âgés. Les effectifs sont dans ce cas insuffisants pour l'estimation d'un modèle Logit conditionnel.</footnote>
Nous avons pour finir retenu les jeunes de plus de 25 ans exerçant un emploi, même si l'enquête ne précise pas les catégories socioprofessionnelles. Pour cette sous-population, la variable de diplôme joue toujours sur la diffusion de la co-habitation. Toutes choses égales par ailleurs, cette pratique diminue significativement avec les différents niveaux du diplôme (au seuil de 5%). Ainsi, les résultats économétriques mis en évidence à partir des deux sources statistiques semblent robustes<fnref n="18" />. Ils révèlent que la corésidence profite aux enfants les plus défavorisés au sein de la fratrie, que cette situation sociale soit transitoire avec un chômage temporaire ou bien permanente comme le suggère l'effet de l'éducation. Ce constat souligne la mise en oeuvre d'une compensation des ressources au sein de la fratrie par le partage du logement, de manière conforme à des motivations altruistes.

Cette conclusion contraste avec les résultats mis en évidence pour les aides financières. Les études réalisées en France soulignent la nature anticom compensatoire des aides en argent et des donations, qui bénéficient plus souvent aux jeunes les plus diplômés et caractérisés par des positions sociales avantageuses (ARRONDEL et MASSON, 1991, LAFERRÈRE, 1997). En outre, les sommes d'argent versées augmentent pour un revenu parental donné avec le niveau de ressources des individus bénéficiaires et l'ajustement privé par les aides en argent en réponse à une variation intrafamiliale des ressources demeure très limité contrairement aux prédictions de l'altruisme beckérien (ARRONDEL et WOLFF, 1998, WOLFF, 1997).

### 3.4. Les caractéristiques des parents

Dans le modèle théorique, les parents peuvent avoir recours à la corésidence et/ou à des versements d'argent pour venir en aide à leurs enfants. Si les aides financières augmentent toujours avec le revenu des donateurs, on s'attend à ce que le partage du logement caractérise plutôt les familles peu fortunées en cas d'altruisme puisque l'effet positif du revenu des parents se trouve compensé par la préférence accrue pour des logements indépendants.

<footnote n="18">¹⁸ Les résultats économétriques des tableaux 2 et 2bis ne sont cependant pas directement comparables, puisque les corésidences étudiées dans l'enquête Complémentaire Emploi concernent des enfants plus âgés.</footnote>
Outre les modes d'habitats individuels, on connaît également d'après les données les éventuels versements d'argent aux enfants, que ceux-ci corésident ou non. L'enquête CNAV renseigne sur les dons et prêts ponctuels versés au cours des cinq dernières années, alors que l'enquête INSEE précise les dons et prêts financiers au cours de l'année écoulée. Cette dernière enquête ne fournit aucune indication sur les montants transmis qui sont en conséquence ignorés dans l'étude empirique. Par ailleurs, l'information disponible ne permet pas de savoir quels sont les bénéficiaires exacts au sein de la fratrie. De ce fait, à partir des déclarations des parents, nous avons estimé de manière jointe les deux décisions de transferts intergénérationnels par un modèle Probit bivarié<fnref n="19" />. Les résultats économétriques, présentés dans les tableaux 3 et 3bis, soulignent les caractéristiques différenciées des parents selon les types de solidarité.

D'après l'enquête Trois Générations, le partage du logement est surtout l'oeuvre de familles peu fortunées. Retenant les cas de cohabitation pour des jeunes âgés de 20 ans et plus, la corésidence est plus fréquente lorsque l'enquêté est marié et sa probabilité augmente avec le nombre d'enfants. Cette variable traduit assurément l'impossibilité pour les parents de financer les besoins de consommation de tous leurs enfants pour des fratries de taille importante et la redistribution privée se réalise par la cohabitation. Si le niveau d'éducation des parents n'exerce aucune incidence pertinente, le revenu du ménage introduit sous forme logarithmique diminue la probabilité de corésidence au seuil de 5% (cf. tableau 3). En revanche, le niveau de patrimoine et le fait d'avoir reçu des transferts financiers dans le passé ne sont pas des déterminants significatifs dans la régression.

Les familles en cantons ruraux hébergent aussi moins souvent leurs enfants adultes, sans doute un effet lié à un investissement en capital humain puisque les jeunes poursuivent leurs études dans les grandes villes universitaires. Cette exécution paraît vraisemblable dans la mesure où cette variable n'est plus pertinente pour la corésidence avec des enfants non étudiants. Néanmoins, dans ce scénario, les estimateurs confirment l'absence de pouvoir explicatif des différentes modalités du diplôme, qui jouent tout de même plutôt négativement, et l'effet significatif du niveau de revenu au seuil de 1%. Conformément aux pré-

<footnote n="19">¹⁹ On s'attend à une corrélation négative entre les résidus des deux équations estimées de manière jointe lorsque les transferts en argent et sous forme de corésidence sont substituables.</footnote>
dictions du modèle altruiste, le recours à la cohabitation caractérise alors les parents les moins fortunés.

Les résultats sont différents pour les aides en argent assurées par des parents aisés. Ainsi, la diffusion des dons financiers et des prêts ponctuels s'avère plus fréquente lorsque les parents ont suivi des études supérieures au baccalauréat. Surtout, le niveau des ressources, à la fois revenu et dans une moindre mesure patrimoine, influence positivement la probabilité de transfert. En fait, le coefficient de la variable de revenu apparaît fortement significatif et il se caractérise par une incidence marginale élevée dans la régression (cf. tableau 3). Par ailleurs, l'enquête Trois Générations souligne la transmissibilité des comportements de transferts puisque les parents bénéficiaires d'aides en argent et de donations de leurs propres parents versent plus souvent de l'argent à leurs enfants (ARRONDEL et WOLFF, 1998)<fnref n="20" />.

L'enquête Complémentaire Emploi permet de compléter l'analyse en s'intéressant à la corésidence avec des enfants plus âgés, entre 25 et 40 ans. L'estimation économique confirme les résultats empiriques obtenus pour l'enquête CNAV. Le partage du logement est plus fréquent pour les parents les moins âgés, veufs ou mariés, et avec de nombreux enfants<fnref n="21" />. La cohabitation concerne surtout des milieux sociaux défavorisés. Ainsi, les modalités du niveau de diplôme au delà de la détention du BEPC, le revenu sous forme logarithmique et la détention d'actifs financiers jouent négativement sur la probabilité de transfert (cf. tableau 3bis). Ces effets négatifs du diplôme et du revenu restent vérifiés en limitant la corésidence avec les enfants qui exercent une profession.

Les variables précédentes se caractérisent par des effets contraires pour la probabilité de dons en argent. Leur diffusion reste toutefois moins fréquente pour les parents les plus âgés, veufs ou divorcés. Désormais, les modalités du diplôme augmentent toutes l'octroi de dons en argent au seuil de 1% et l'effet du niveau d'éducation s'avère sensible pour les parents détenant au moins le baccalauréat. Parallèlement à cet effet de capital scolaire, le revenu et la détention

<footnote n="20">²⁰ Le versement d'argent est également plus fréquent lorsque les parents habitent dans des milieux ruraux et périurbains. Ces aides en argent correspondent à des investissements dans le capital humain et les jeunes étudiants hors domicile reçoivent davantage d'argent pour financer leurs dépenses de logement.</footnote>

<footnote n="21">²¹ En revanche, le nombre de petits-enfants (non reporté) ne joue pas significativement dans les régressions.</footnote>
d'actifs financiers sous forme de valeurs mobilières, d'assurances-vie et de biens immobiliers locatifs influencent positivement les pratiques de dons financiers.

Au total, les données révèlent que les différents types de transferts circulant entre les générations en France sont utilisés par des populations distinctes, avec la corésidence pour les parents défavorisés socialement et des aides en argent caractéristiques des plus fortunés. Outre cette hétérogénéité des comportements de redistribution au sein des familles, les coefficients de corrélation négatifs obtenus pour les différents modèles Probits bivariés suggèrent que les deux formes d'aides *inter vivos* sont plutôt substituables<fnref n="22" />. Cependant, la nature de cette interaction demeure plus difficile à examiner d'un point de vue statique, suggérant le recours à une analyse dynamique de la corésidence. Par exemple, l'aide en logement des parents peut être de courte durée et ainsi venir en complément à des dons en argent pour des enfants dans le besoin.

## 4. Conclusion

Si les modèles économiques de transferts privés *inter vivos* se sont surtout intéressés aux aides en argent et aux donations, la corésidence représente un processus alternatif moins onéreux pour mettre en oeuvre une redistribution des ressources familiales. Le modèle altruiste développé dans ce papier souligne les interactions entre ces aides sous forme d'argent et de cohabitation qui sont versées aux enfants. Les résultats empiriques obtenus à partir de deux enquêtes en France mettent en évidence des motivations plutôt altruistes pour la corésidence. Les régressions économétriques, qui contrôlent les effets fixes familiaux pour les choix individuels relatifs au logement, montrent que l'enfant au domicile parental présente des caractéristiques permanentes et temporaires défavorisées au sein de la fratrie. Ce mode d'habitat pour les enfants caractérisés par de faibles coûts implicites apparaît ainsi compatible avec une allocation efficace au sens de Pareto. Les parents concernés par le partage de leur logement présentent également des positions socio-économiques défavorisées, tandis que les aides financières sont à l'inverse assurées par des parents diplômés et fortunés.

<footnote n="22">²² Pour les deux enquêtes, les coefficients de corrélation entre les résidus sont seulement significatifs pour une corésidence avec des enfants actifs. Lorsque l'on considère les étudiants, les aides en argent et en corésidence sont davantage complémentaires puisque les dons financiers des parents constituent le plus souvent les seules ressources à disposition pour les enfants à domicile.</footnote>
L'information statistique disponible dans les enquêtes utilisées ne permet pas toujours des tests précis du modèle théorique proposé. Outre la dimension statique de l'analyse, seule une indication de la position sociale des jeunes potentiellement bénéficiaires est connue à travers le niveau de diplôme, le statut d'activité et la catégorie socioprofessionnelle. Il serait pertinent d'avoir des renseignements concernant les revenus courants et permanents pour ces jeunes ménaiges, afin d'estimer l'ampleur de la compensation entre les frères et soeurs. Pour ce dernier point, il conviendrait aussi d'avoir une évaluation monétaire de ces transferts sous forme de corésidence, ce qui nécessite des données détaillées sur le logement mis à disposition et les éventuelles contreparties rendues par chaque enfant au domicile à leurs parents (services fournis, participation aux dépenses de consommation). Par ailleurs, il serait intéressant de compléter l'étude par une analyse intragénérationnelle des décisions d'aides en argent dans un souci de comparaison des différentes logiques de redistribution familiale.

L'observation de comportements bienveillants par le partage du logement pour les parents les moins riches s'interprète en faveur du modèle de transferts intergénérationnels fondé sur l'altruisme et sur l'échange proposé par COX et al. (1998). Deux zones de redistribution sont envisagées en fonction des seuils de ressources des parents, avec des aides relevant de l'altruisme pour de faibles rémunérations des aidants, mais correspondant à un échange au delà d'un certain niveau de revenu. Nos résultats empiriques pour la corésidence et la fourniture d'argent apparaissent favorables à cette hétérogénéité des intentions des donateurs à l'égard de leurs enfants. Ils insistent surtout sur la nécessité de prendre en compte dans l'analyse les différentes formes de supports intergénérationnels.

En privilégiant une explication altruiste pour la corésidence avec les enfants, cette étude redonne du crédit à l'hypothèse beckérienne en France. Les comportements altruistes y sont d'ailleurs acceptés par une large majorité des ménages lorsque l'on examine les questions d'opinions concernant ces aides (ARRONDEL et PERELMAN, 1994). Pourtant, lorsque l'on étudie les comportements de transferts financiers et en services non marchands au sein de la famille élargie, entre deux ou bien trois générations (grands-parents, parents et enfants adultes), les prédictions théoriques du modèle altruiste ne sont jamais vérifiées quel que soit le type de redistribution privée envisagée, descendante ou ascendante (WOLFF, 1998). Il semble donc que la manifestation de l'altruisme et sa perception s'opè-
rent seulement pour des transferts mis en oeuvre dans des cas de nécessité, révé-
lant ainsi l'importance du soutien familial pour le lien social entre les généra-
tions.

Enfin, si cette étude des motivations des aides *inter vivos* s'est exclusivement consacrée au test de l'altruisme beckérien, la possibilité d'un échange intergénérationnel par le partage du logement ne saurait être exclue dans certains cas, en particulier pour des scénarios de recohabitations et de cohabitations permanentes où les enfants sont aidés dans leur jeunesse avant de prendre en charge plus tard leurs parents âgés par la fourniture de services et de soins. Si cette étude de la corésidence avec les enfants en France peut être interprétée en faveur de comportements bienveillants, il n'est toutefois pas impossible que cet altruisme apparent masque un désir latent de réciprocité de la part des parents.
ANNEXE

Les montants de consommation optimaux

<table><thead><tr><th>Consommation</th><th>Indépendance θ = i</th><th>Corésidence θ = c</th></tr></thead><tbody><tr><td>Cas 1. T<sub>i</sub>>0 T<sub>c</sub>>0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>C<sub>p</sub></td><td>γ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>γ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td></tr><tr><td>L<sub>p</sub></td><td>1 - γ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>(1 - γ + β<sub>p</sub>(1 - δ)) / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td></tr><tr><td>C<sub>e</sub></td><td>β<sub>p</sub>δ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>β<sub>p</sub>δ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td></tr><tr><td>L<sub>e</sub></td><td>β<sub>p</sub>(1 - δ) / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>(1 - γ + β<sub>p</sub>(1 - δ)) / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td></tr><tr><td>Cas 2. T<sub>i</sub>>0 T<sub>c</sub>=0</td><td></td><td></td></tr><tr><td>C<sub>p</sub></td><td>γ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>γ / (1 + β<sub>p</sub>(1 - δ)) Y<sub>p</sub></td></tr><tr><td>L<sub>p</sub></td><td>1 - γ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>(1 - γ + β<sub>p</sub>(1 - δ)) / (1 + β<sub>p</sub>(1 - δ)) Y<sub>p</sub></td></tr><tr><td>C<sub>e</sub></td><td>β<sub>p</sub>δ / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>Y<sub>e</sub></td></tr><tr><td>L<sub>e</sub></td><td>β<sub>p</sub>(1 - δ) / (1 + β<sub>p</sub>) (Y<sub>p</sub> + Y<sub>e</sub>)</td><td>(1 - γ + β<sub>p</sub>(1 - δ)) / (1 + β<sub>p</sub>(1 - δ)) Y<sub>p</sub></td></tr></tbody></table>
Cas 3. Tᵢ=0 T_c=0

$C_p$

$\gamma Y_p$

$$ \frac{\gamma}{1 + \beta_p (1 - \delta)} Y_p $$

$L_p$

$$(1 - \gamma) Y_p$$

$$ \frac{1 - \gamma + \beta_p (1 - \delta)}{1 + \beta_p (1 - \delta)} Y_p $$

$C_e$

$\delta Y_e$

$Y_e$

$L_e$

$$(1 - \delta) Y_e$$

$$ \frac{1 - \gamma + \beta_p (1 - \delta)}{1 + \beta_p (1 - \delta)} Y_p $$
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TABLEAU 2

Probabilité pour un enfant de vivre avec ses parents –
Enquête Trois Générations.

<table><thead><tr><th rowspan="2">Population</th><th colspan="2">Enfants âgés<br>de 20 ans et plus</th><th colspan="2">Non étudiants âgés<br>de 20 ans et plus</th><th colspan="2">Non étudiants âgés<br>de 22 ans et plus</th><th colspan="2">Actifs âgés<br>de 22 ans et plus</th></tr><tr><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th></tr></thead><tbody><tr><td>Sexe féminin</td><td>-0,532</td><td>-2,72</td><td>-0,599</td><td>-2,29</td><td>-0,627</td><td>-2,18</td><td>-0,405</td><td>-0,93</td></tr><tr><td>Age</td><td>-0,267</td><td>-6,45</td><td>-0,282</td><td>-5,68</td><td>-0,275</td><td>-4,64</td><td>-0,169</td><td>-2,48</td></tr><tr><td>Absence de conjoint</td><td>3,634</td><td>10,04</td><td>4,011</td><td>8,80</td><td>4,266</td><td>7,78</td><td>3,731</td><td>6,75</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td>-1,052</td><td>-2,90</td><td>-1,023</td><td>-2,71</td><td>-1,066</td><td>-2,67</td><td>-0,857</td><td>-1,81</td></tr><tr><td>Niveau de diplôme</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun diplôme</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Inférieur au Baccalauréat</td><td>-0,251</td><td>-0,71</td><td>-0,476</td><td>-1,20</td><td>-0,790</td><td>-1,61</td><td>-0,685</td><td>-1,04</td></tr><tr><td>Baccalauréat ou équivalent</td><td>0,102</td><td>0,24</td><td>-0,141</td><td>-0,28</td><td>-0,455</td><td>-0,74</td><td>-0,373</td><td>-0,45</td></tr><tr><td>Supérieur au Baccalauréat</td><td>-0,623</td><td>-1,40</td><td>-1,307</td><td>-2,22</td><td>-1,405</td><td>-2,12</td><td>-1,018</td><td>-1,14</td></tr><tr><td>Occupation actuelle</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Exercice d'un emploi</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Chômeur</td><td>1,344</td><td>3,82</td><td>1,400</td><td>3,52</td><td>1,205</td><td>2,70</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Étudiant</td><td>0,652</td><td>2,29</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>0,907</td><td>2,12</td><td>0,479</td><td>1,01</td><td>0,345</td><td>0,65</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Catégorie sociale</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Indépendant</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>-0,539</td><td>-0,67</td></tr><tr><td>Cadre - profession supérieure</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>-2,427</td><td>-1,76</td></tr><tr><td>Profession intermédiaire</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>-0,591</td><td>-1,06</td></tr><tr><td>Employé</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>-0,205</td><td>-0,44</td></tr><tr><td>Ouvrier</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants (nombre de familles)</td><td colspan="2">1880 (637)</td><td colspan="2">1214 (402)</td><td colspan="2">980 (335)</td><td colspan="2">582 (213)</td></tr><tr><td>Chi² (degrés de liberté)</td><td colspan="2">973,62 (10)</td><td colspan="2">647,90 (9)</td><td colspan="2">522,13 (9)</td><td colspan="2">293,78 (11)</td></tr><tr><td>Log Vraisemblance (pseudo R²)</td><td colspan="2">-206,49 (0,70)</td><td colspan="2">-120,88 (0,73)</td><td colspan="2">-92,94 (0,74)</td><td colspan="2">-62,41 (0,70)</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête CNAV Trois Générations 1992.

(1) Modèle Logit à effets fixes estimé pour les familles caractérisées par une variable dépendante différente entre les enfants.
TABLEAU 2BIS

Probabilité pour un enfant de vivre avec ses parents –
Enquête Complémentaire Emploi.

<table><thead><tr><th rowspan="2">Population</th><th colspan="2">Enfants âgés<br>de 20 à 40 ans</th><th colspan="2">Enfants âgés<br>de 25 à 40 ans</th><th colspan="2">Non étudiants âgés<br>de 25 à 40 ans</th><th colspan="2">Actifs âgés<br>de 25 à 40 ans</th></tr><tr><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th></tr></thead><tbody><tr><td>Sexe féminin</td><td>-0,365</td><td>-2,92</td><td>-0,334</td><td>-2,01</td><td>-0,368</td><td>-2,13</td><td>-0,447</td><td>-2,16</td></tr><tr><td>Age</td><td>-0,179</td><td>-8,91</td><td>-0,151</td><td>-5,47</td><td>-0,139</td><td>-4,97</td><td>-0,114</td><td>-3,46</td></tr><tr><td>Absence de conjoint</td><td>3,776</td><td>15,94</td><td>3,655</td><td>13,22</td><td>3,596</td><td>13,04</td><td>3,401</td><td>10,52</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td>-0,253</td><td>-2,34</td><td>-0,246</td><td>-2,15</td><td>-0,264</td><td>-2,29</td><td>-0,175</td><td>-1,23</td></tr><tr><td>Niveau de diplôme</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun diplôme</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Inférieur au Baccalauréat</td><td>-0,309</td><td>-1,52</td><td>-0,592</td><td>-2,21</td><td>-0,588</td><td>-2,19</td><td>-0,740</td><td>-2,10</td></tr><tr><td>Baccalauréat ou équivalent</td><td>-0,516</td><td>-2,08</td><td>-0,663</td><td>-1,86</td><td>-0,744</td><td>-2,05</td><td>-0,916</td><td>-2,02</td></tr><tr><td>Supérieur au Baccalauréat</td><td>-1,056</td><td>-4,07</td><td>-1,231</td><td>-3,28</td><td>-1,185</td><td>-3,04</td><td>-1,379</td><td>-3,05</td></tr><tr><td>Occupation actuelle</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Exercice d'un emploi</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Chômeur</td><td>0,982</td><td>4,89</td><td>0,998</td><td>3,79</td><td>1,029</td><td>3,80</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Étudiant</td><td>0,494</td><td>2,43</td><td>0,485</td><td>1,07</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Autre inactif</td><td>0,450</td><td>1,93</td><td>0,804</td><td>2,66</td><td>0,779</td><td>2,55</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Nombre d'enfants (nombre de familles)</td><td colspan="2">3956 (1240)</td><td colspan="2">2229 (716)</td><td colspan="2">2129 (684)</td><td colspan="2">1304 (458)</td></tr><tr><td>Chi² (degrés de liberté)</td><td colspan="2">1897,86 (10)</td><td colspan="2">1042,37 (10)</td><td colspan="2">1002,17 (9)</td><td colspan="2">579,55 (7)</td></tr><tr><td>Log Vraisemblance (pseudo R²)</td><td colspan="2">-480,15 (0,66)</td><td colspan="2">-276,56 (0,65)</td><td colspan="2">-261,22 (0,66)</td><td colspan="2">-175,19 (0,62)</td></tr></tbody></table>

Source : Enquête INSEE Complémentaire Emploi 1996.

(1) Modèle Logit à effets fixes estimé pour les familles caractérisées par une variable dépendante différente entre les enfants.
TABLEAU 3

Les aides versées aux enfants – enquête Trois Générations.

<table><thead><tr><th rowspan="2">Transferts aux enfants<br>Caractéristiques des parents <sup>(3)</sup></th><th colspan="2">Corésidence <sup>(1)</sup></th><th colspan="2">Aides en argent</th><th colspan="2">Corésidence <sup>(2)</sup></th><th colspan="2">Aides en argent</th></tr><tr><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td>-0,984</td><td>-5,98</td><td>-0,344</td><td>-2,07</td><td>-0,886</td><td>-4,68</td><td>-0,248</td><td>-1,37</td></tr><tr><td>Sexe féminin</td><td>-0,108</td><td>-1,72</td><td>0,022</td><td>0,35</td><td>-0,257</td><td>-3,49</td><td>-0,001</td><td>-0,01</td></tr><tr><td>Marié</td><td>0,286</td><td>3,25</td><td>-0,231</td><td>-2,58</td><td>0,170</td><td>1,65</td><td>-0,286</td><td>-2,95</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants</td><td>0,202</td><td>9,48</td><td>0,018</td><td>0,83</td><td>0,117</td><td>4,64</td><td>0,020</td><td>0,85</td></tr><tr><td>Nombre de parents en vie</td><td>0,066</td><td>1,91</td><td>-0,052</td><td>-1,53</td><td>0,013</td><td>0,32</td><td>-0,074</td><td>-1,95</td></tr><tr><td>Niveau de scolarité</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Études primaires</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Secondaire court</td><td>-0,037</td><td>-0,50</td><td>0,061</td><td>0,82</td><td>-0,122</td><td>-1,45</td><td>0,079</td><td>0,99</td></tr><tr><td>Secondaire long</td><td>0,082</td><td>0,85</td><td>0,079</td><td>0,81</td><td>-0,035</td><td>-0,31</td><td>0,059</td><td>0,56</td></tr><tr><td>Études supérieures</td><td>-0,086</td><td>-0,78</td><td>0,212</td><td>1,96</td><td>-0,174</td><td>-1,25</td><td>0,293</td><td>2,30</td></tr><tr><td>Exercice d'une profession</td><td>0,021</td><td>0,28</td><td>0,114</td><td>1,49</td><td>0,013</td><td>0,15</td><td>0,087</td><td>1,06</td></tr><tr><td>Revenu (Log)</td><td>-0,142</td><td>-2,26</td><td>0,387</td><td>6,05</td><td>-0,258</td><td>-3,49</td><td>0,394</td><td>5,69</td></tr><tr><td>Patrimoine (Log)</td><td>0,012</td><td>0,60</td><td>0,038</td><td>1,80</td><td>0,008</td><td>0,35</td><td>0,041</td><td>1,85</td></tr><tr><td>Aides financières reçues des parents</td><td>-0,009</td><td>-0,10</td><td>0,618</td><td>6,27</td><td>-0,058</td><td>-0,50</td><td>0,644</td><td>5,96</td></tr><tr><td>Donations et héritages des parents</td><td>0,068</td><td>1,10</td><td>0,169</td><td>2,72</td><td>0,022</td><td>0,30</td><td>0,144</td><td>2,15</td></tr><tr><td>Type de canton</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Rural</td><td>-0,233</td><td>-3,42</td><td>0,222</td><td>3,26</td><td>-0,106</td><td>-1,34</td><td>0,258</td><td>3,48</td></tr><tr><td>Périurbain</td><td>0,085</td><td>0,98</td><td>0,221</td><td>2,54</td><td>0,047</td><td>0,47</td><td>0,266</td><td>2,82</td></tr><tr><td>Urbain</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>Nombre d'observations (aidants)</td><td colspan="2">1938 (810)</td><td colspan="2">1938 (892)</td><td colspan="2">1646 (417)</td><td colspan="2">1646 (744)</td></tr><tr><td>Corrélation (t de Student)</td><td colspan="2">-0,069 (-1,82)</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">-0,142 (-3,24)</td><td colspan="2"></td></tr><tr><td>Chi² (degrés de liberté)</td><td colspan="2">297,14 (28)</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">222,44 (28)</td><td colspan="2"></td></tr><tr><td>Log Vraisemblance</td><td colspan="2">-2503,10</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">-1945,45</td><td colspan="2"></td></tr></tbody></table>

Source : Enquête CNAV Trois Générations 1992.

Note : Les aides en argent sont des dons et prêts ponctuels sur cinq ans aux enfants corésidents et non corésidents. (1) Il s'agit de familles avec au moins un enfant âgé de 20 ans et plus, critère retenu pour le choix de corésidence. (2) Il s'agit de familles avec au moins un enfant actif âgé de 20 ans et plus, critère retenu pour le choix de corésidence.

(3) Modèle Probit bivarié.
TABLEAU 3BIS

Les aides versées aux enfants – enquête Complémentaire Emploi.

<table><thead><tr><th rowspan="2">Transferts aux enfants<br>Caractéristiques des parents <sup>(3)</sup></th><th colspan="2">Corésidence <sup>(1)</sup></th><th colspan="2">Dons en argent</th><th colspan="2">Corésidence <sup>(2)</sup></th><th colspan="2">Dons en argent</th></tr><tr><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th><th>coefficient</th><th>t de Student</th></tr></thead><tbody><tr><td>Constante</td><td>1,347</td><td>4,73</td><td>-1,485</td><td>-5,89</td><td>1,380</td><td>4,38</td><td>-1,698</td><td>-6,31</td></tr><tr><td>Sexe féminin</td><td>-0,044</td><td>-0,98</td><td>0,077</td><td>1,95</td><td>-0,058</td><td>-1,15</td><td>0,083</td><td>1,98</td></tr><tr><td>Age</td><td>-0,030</td><td>-9,32</td><td>-0,008</td><td>-2,76</td><td>-0,030</td><td>-8,19</td><td>-0,007</td><td>-2,21</td></tr><tr><td>Veuf</td><td>0,193</td><td>3,44</td><td>-0,094</td><td>-1,79</td><td>0,202</td><td>3,24</td><td>-0,112</td><td>-2,00</td></tr><tr><td>Divorcé</td><td>-0,455</td><td>-5,84</td><td>-0,147</td><td>-2,29</td><td>-0,573</td><td>-5,86</td><td>-0,155</td><td>-2,26</td></tr><tr><td>Nombre d'enfants (10E-1)</td><td>0,526</td><td>4,60</td><td>-0,094</td><td>-0,84</td><td>0,307</td><td>2,37</td><td>0,005</td><td>0,04</td></tr><tr><td>Nombre de parents en vie</td><td>-0,001</td><td>-0,05</td><td>0,074</td><td>3,48</td><td>-0,016</td><td>-0,64</td><td>0,070</td><td>3,09</td></tr><tr><td>Niveau de diplôme</td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Aucun diplôme</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td><td>0</td><td>-</td></tr><tr><td>BEPC</td><td>-0,066</td><td>-1,40</td><td>0,227</td><td>4,89</td><td>-0,026</td><td>-0,49</td><td>0,240</td><td>4,89</td></tr><tr><td>CAP - BEP</td><td>-0,178</td><td>-2,96</td><td>0,284</td><td>5,22</td><td>-0,211</td><td>-3,11</td><td>0,288</td><td>5,01</td></tr><tr><td>Baccalauréat ou équivalent</td><td>-0,171</td><td>-1,83</td><td>0,505</td><td>6,36</td><td>-0,192</td><td>-1,77</td><td>0,477</td><td>5,52</td></tr><tr><td>Supérieur au Baccalauréat</td><td>-0,162</td><td>-1,80</td><td>0,549</td><td>7,09</td><td>-0,424</td><td>-3,82</td><td>0,562</td><td>6,85</td></tr><tr><td>Difficultés financières dans le passé</td><td>0,085</td><td>1,44</td><td>-0,045</td><td>-0,74</td><td>-0,060</td><td>-0,85</td><td>-0,029</td><td>-0,45</td></tr><tr><td>Détentions d'actifs financiers</td><td>-0,134</td><td>-3,37</td><td>0,191</td><td>5,03</td><td>-0,063</td><td>-1,42</td><td>0,203</td><td>5,04</td></tr><tr><td>Revenu (Log)</td><td>-0,046</td><td>-2,23</td><td>0,116</td><td>6,94</td><td>-0,060</td><td>-2,79</td><td>0,124</td><td>6,89</td></tr><tr><td>Nombre d'observations (aidants)</td><td colspan="2">6066 (1148)</td><td colspan="2">6066 (1612)</td><td colspan="2">5490 (821)</td><td colspan="2">5490 (1405)</td></tr><tr><td>Corrélation (t de Student)</td><td colspan="2">-0,021 (-0,81)</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">-0,067 (-2,28)</td><td colspan="2"></td></tr><tr><td>Chi² (degrés de liberté)</td><td colspan="2">526,7 (26)</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">432,98 (26)</td><td colspan="2"></td></tr><tr><td>Log Vraisemblance</td><td colspan="2">-6190,56</td><td colspan="2"></td><td colspan="2">-5215,73</td><td colspan="2"></td></tr></tbody></table>

Source : Enquête INSEE Complémentaire Emploi 1996.

Note : Les aides en argent sont des dons versés sur les douze derniers mois aux enfants corésidents et non corésidents.

(1) Il s'agit de familles avec au moins un enfant âgé entre 25 et 40 ans, critère retenu pour le choix de corésidence.

(2) Il s'agit de familles avec au moins un enfant actif âgé entre 25 et 40 ans, critère retenu pour le choix de corésidence.

(3) Modèle Probit bivarié.