Réévaluation du programme Action emploi Québécois

ESSOLABA AOULI

Réévaluation du programme Action emploi

Québécois

Mémoire présenté

à la Faculté des études supérieures et postdoctorales de l'Université Laval dans le cadre du programme de maîtrise en économique

pour l'obtention du grade de Maître es sciences (M.Sc.)

DÉPARTEMENT D'ÉCONOMIQUE FACULTÉ DES SCIENCES SOCIALES

UNIVERSITÉ LAVAL QUÉBEC

2012

ii

Résumé

Dans ce mémoire nous réévaluons l'impact du programme Action emploi introduit au Québec en décembre 2001 sur la durée de présence à l'assistance-emploi. Action emploi offre un supplément temporaire de revenu de travail aux prestataires de longue

durée de l'aide sociale ayant trouvé un emploi à plein temps. Nous avons utilisé les données non-expérimentales (actualisées) provenant du Ministère de l'emploi et de la solidarité sociale du Québec. Afin de mesurer l'impact du programme, nous avons retenu l'estimateur dit 'par appariement sur le score de propension". Selon nos résultats, Action emploi a permis à tous les prestataires admissibles ayant participé au programme de réduire la durée des séjours à l'assistance-emploi voire dans le long terme. Toutefois, le programme a eu un impact moins important pour les familles monoparentales, les personnes dont l'âge est compris entre 30 et 44 ans inclusivement et les personnes ayant des contraintes à l'emploi sur la période de 2005 à 2010.

iii

Avant-propos

Avant tout, je rends grâce à DIEU pour tous ces merveilles et miracles qu'il ne cesse d'accomplir dans ma vie.

Un sincère remerciement à mon Directeur de mémoire le Professeur Guy Lacroix qui, s'est toujours montré à l'écoute et très disponible tout au long de la réalisation de ce mémoire, ainsi que pour les conseils, l'inspiration, le soutien et le temps qu'il a bien voulu me consacrer et sans qui ce mémoire n'aurait jamais vu le jour.

Je tiens à remercier vivement le Professeur Bernard Fortin, mon co-directeur de mémoire pour son grand soutien.

Mes remerciements s'adressent aussi au corps professoral du département des sciences économiques de l'Université Laval pour la qualité de l'enseignement dont j'ai bénéficié tout au long de la période de mes études.

J'exprime ma gratitude à Tony Haddad et à Andy Handouyahia qui occupent res-pectivement la fonction de directeur de l'évaluation des partenaires et de gestionnaire des données au Ministère des Ressources Humaines et Développement des Compétences Canada pour m'avoir fait confiance et accepté en stage au sein de leur division. Cette expérience a été pour moi très formatrice.

Merci à mes parents, mes frères et soeurs pour leur soutien moral.

Je remercie également mes collègues de travail Thomas Vigneault, Jean Michel Felix, Abou Savadogo, Serge Gbagbeu et Lassina Ouattara. Je n'oublie pas Komi Agbemavi Mati, André-Marie Taptue et toutes personnes qui de près ou de loin auront contribué à l'élaboration de ce mémoire.

Table des matières

Table des matières v

Liste des tableaux vi

Table des figures vii

1 Introduction 1

2 Revue de la littérature 4

3 Description de la mesure Action emploi 8

3.1 Action emploi 8 3.2 Statistiques descriptives 9 3.2.1 Données 9 3.2.2 Analyse descriptive 10 4 Méthodes d'appariement 13 4.1 Théorie 13

4.2 Estimations par appariement sur le score de propension 16

4.2.1 L'appariement plus proche voisin (Nearest Neighbor Matching) . 16

4.2.2 L'appariement avec fonction noyau (Kernel Matching) 17

4.2.3 L'appariement par stratification (Stratijication Matching) . . . . 17

5 Les résultats 19

5.1 Score de propension 19

5.2 Estimations par appariement 20

5.2.1 Résultats pour la première catégorie : Groupe 21

5.2.2 Résultats pour la deuxième catégorie : Région de résidence . . . 21

5.2.3 Résultats pour la troisième catégorie : Type de ménage 22

5.2.4 Résultats pour la quatrième catégorie : Groupe d'âge 22

5.2.5 Résultats pour la cinquième catégorie : Contraintes à l'emploi . 23

Bibliographie

24

A Statistiques descriptives

28

B Résultats

30

B.l Score de propension

30

B.2 Estimations par appariement

34

Liste des tableaux

A.l Répartition ( en %) des différents groupes selon le sexe, l'âge, le type de menage, la région de résidence, le niveau de la scolarité et la contrainte

à l'emploi 28

A. 2 Comparaison des caractéristiques entre participants et groupe de

com-paraison 29

B.l Estimation des paramètres du score de propension par groupe 30

B.2 Estimation des paramètres du score de propension par région de résidence 31

B.3 Estimation des paramètres du score de propension par type de ménage 32

B.4 Estimation des paramètres du score de propension par groupe d'âge . . 33

B.5 Estimation des paramètres du score de propension par type de contraintes

à l'emploi 33

B.6 Résultats de l'appariement par stratification 34

B.7 Résultats de l'appariement avec fonction noyau 35

Table des figures

3.1 Taux de présence annuelle à l'assistance emploi 11 C l C.2 C.3 C.4 C.5 C.6 C.7 C.8 C.9 CIO C i l C.12 C.13 C.14 C.15 C.16

Score de propension de l'échantillon au complet 37 Score de propension pour les personnes n'ayant aucune contrainte à l'emploi 38

Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour Score de propension pour

es personnes nées au Canada 38 es personnes nées hors-Canada 39 es personnes vivant à Montréal 39 es personnes vivant hors Montréal 40

es personnes vivant seules 40 es familles monoparentales 41 es couples sans enfants 41

es femmes 42 es hommes 42 es personnes âgées de moins de 30 ans . . . . 43

es personnes âgées entre 30 et 44 ans . . . . 43 es personnes âgées entre 45 et 54 ans . . . . 44 es personnes ayant une contrainte temporaire 44 es personnes ayant une contrainte sévère . . 45

Chapitre 1

Introduction

Les régimes d'aide sociale conçus pour lutter contre la pauvreté et l'exclusion sociale sont susceptibles de créer une dépendance en raison des effets désincitatifs sur l'offre de travail. Moffitt (1992) et Fortin (1998) soulignent les effets contradictoires qu'auraient les programmes d'assistance-emploi, à savoir une réduction de l'offre de travail sur les marchés officiels, un encouragement du travail au noir, une accentuation de décrochage scolaire (en particulier chez les jeunes de plus de 18 ans admissibles aux prestations), une détérioration de la qualification, une préférence accrue à la monoparentalité et les divorces et une stimulation des migrations vers les régions où les programmes sont plus généreux. Dans un tel contexte, les politiques sociales se doivent d'être constamment suivies.

Au Québec, par exemple, les nouvelles mesures de politiques sociales sont de nature à inciter, par des bonus à l'emploi, les prestataires de l'assistance emploi à améliorer leur employabilité ou à trouver du travail. Ainsi, depuis 2001, le gouvernement du Québec a instauré une série de mesures pour soutenir les couches les plus défavorisées en vue de leur insertion sur le marché du travail. L'une des premières mesure à être mise en place est le programme APPORT (Programme d'aide aux parents pour leurs revenus du tra-vail), dont les objectifs étaient d'encourager financièrement les familles à réintégrer le marché du travail et à s'y maintenir. Son impact était assez faible mais allait dans le sens

désiré [Fortin et Lacroix (1997)]. D'autres programmes s'en sont inspirés parmi lesquels le supplément de retour au travail et la mesure Action emploi. Le supplément de retour va dans le même sens que le programme APPORT '. Il vise à inciter les prestataires

1. Le programme APPORT fut remplacé en janvier 2005 par la prime à l'emploi dont les objectifs étaient de soutenir et de valoriser l'effort de travail tout en incitant les personnes à quitter l'aide sociale pour intégrer le marché du travail [Parisé (2007)].

Chapitre 1. Introduction 2

d'assistance-emploi à accepter des emplois au moyen d'une prestation financière lors du retour au travail. À la différence du programme APPORT le supplément de retour a une portée plus limitée en ce sens qu'il apporte une aide financière ponctuelle aux personnes admissibles qui retournent sur le marché du travail après une longue période sans travail.

La mesure Action emploi se veut complémentaire des autres programmes. Elle est basée sur le volontariat et destinée aux personnes prestataires de longue durée à l'assistance-emploi éprouvant des difficultés d'accès ou de maintien dans l'emploi. Cette mesure vise à créer des incitations appropriées pour les prestataires de longue durée à intégrer le marché du travail de manière durable, à rompre avec leur dépendance à l'assistance-emploi et à atteindre leur autonomie financière. Les études d'impact de ce programme concluent qu'il a non seulement favorisé un retour durable sur le marché du travail des prestataires à l'assistance-emploi de longue durée [Coté (2006), Brouillette

(2008)], mais a eu aussi un effet négatif sur les taux de retour à l'assistance-emploi de l'ensemble des prestataires admissibles à ce programme [Ruel (2008)]. Ces études se sont basées essentiellement sur les modèles de durée qui offrent l'avantage de développer une analyse fine des taux de sortie et d'entrée des prestataires de l'assistance-emploi tant avant qu'après l'implantation du programme. Cependant, l'effet négatif observé sur les taux de retour est il toujours persistant ? Est-ce un effet qui se maintient avec le temps ? La réponse à ces questions nécessite une réévaluation de ce programme.

Les récentes recherches dans le domaine de l'évaluation de politiques actives du marché de travail offrent plusieurs techniques économétriques pour évaluer l'effet cau-sal d'un programme sur les participants [Rubin (1977), Heckman et al. (1998)]. Il s'agit des méthodes non expérimentales utilisées pour palier aux problèmes de manques de données expérimentales. L'approche dite "par appariement sur le score de propension"

est retenue dans le cadre de ce mémoire pour réévaluer l'impact de la mesure Action emploi sur la durée de présence à l'aide sociale. Cette approche permet non seulement de prendre en compte la diversité de l'effet du programme dans la population mais aussi de contrôler le problème de sélection lié aux caractéristiques observables [Huber et al. (2010), Rosenbaum et Rubin (1983)].

Afin d'éviter au maximum le problème de sélection, nous nous sommes restreints dans ce mémoire aux personnes admissibles participants ou pas au programme. Cette restriction nous assure que nous évaluons la clientèle concernée par la mesure. Les ré-sultats des différents estimateurs (appariement par noyau, appariement par plus proche voisin et l'appariement par stratification) obtenus suggèrent qu'effectivement Action

Chapitre 1. Introduction 3

emploi a eu des effets négatifs de long terme sur la durée de présence à l'aide sociale pour tous les sous-groupes. L'impact a été plus marqué pour les années 2003, 2004, 2005 et 2006. Sur la période allant de 2006 à 2010, l'effet du programme reste moindre mais assez constant. Cet impact est toutefois moins important pour les familles mono-parentales, les personnes dont l'âge est compris entre 30 et 44 ans inclusivement et les personnes ayant des contraintes à l'emploi.

Le présent travail est structuré comme suit : Le chapitre 2 traite de la revue de la littérature. Le chapitre 3 présente les objectifs de la mesure Action emploi et dresse les statistiques descriptives détaillées des profils des participants et des non participants au programme. Le chapitre 4 présente les différents estimateurs pax appariement et la méthodologie utilisée pour les estimer. Le chapitre 5 expose les résultats et enfin la conclusion au chapitre 6.

Chapitre 2

Revue de la littérature

La littérature sur les politiques actives de lutte contre le chômage distingue deux types de politiques. La première affecte la demande de travail et consiste à inciter les employeurs, par des subventions salariales, à embaucher (primes ou allégements fiscaux accordés à l'employeur pour l'embauche d'un chômeur par exemple). La seconde agit du côté de l'offre de travail et est caractérisée par l'octroi d' avantages financiers (sup-pléments au salaire) aux chômeurs sous forme de crédit d'impôt en cas de retour sur le marché de l'emploi.

Les programmes de subventions salariales à l'embauche visent à aider les chômeurs à améliorer leur employabilité. Dans ce type de programme, les employeurs ont pour rôle de garantir un travail à temps plein et une expérience de travail aux chômeurs admissibles. En plus, ils ont la responsabilité de verser un plein salaire aux personnes admissibles, et en demander le remboursement de la différence au gouvernement. Dubin

et Rivers (1993) ont montré que les programmes de supplément au salaire ont un effet plus marqué sur l'emploi que les subventions salariales '. En effet les deux chercheurs ont fait une évaluation aléatoire portant sur les programmes de subvention salariale en Illinois. Ils arrivent à montrer que le taux de participation au programme de subside est inférieur à celui de supplément au travail, soit au taux de participation de 68% contre 89% respectivement. De plus, ils trouvent une différence dans les salaires en faveur des participants du programme de supplément au salaire. De même, dans une étude ana-lytique sur la performance des programmes de subventions salariales, Stacy et Douglas

(1999) trouvent que les programmes de subside sont caractérisés par un faible taux de participation et ont relativement peu de succès.

1. Voir également d'autres études expérimentales sur les programmes de subsides dans Burtless (1985), Woodbury et Spiegelman (1987).

Chapitre 2. Revue de la littérature

Contrairement aux programmes de subventions salariales, les programmes de sup-pléments au salaire (le cas du programme Action emploi) ont contribué à améliorer la situation des chômeurs mais de manière modeste [Gueron et Pauly (1991), Moffitt (1992)]. L'avantage du programme de supplément au salaire est qu'il permet aux béné-ficiaires d'être plus efficaces dans leur recherche d'emploi. Les expériences du marché du travail Américaines et Britaniques offrent de bons exemples et sont riches en ensei-gnement quant aux divers effets des politiques de supplément au salaire sur différentes catégories de population2.

En effet, les gouvernements américain et britannique sont les premiers à avoir expé-rimenté les programmes de supplément au salaire, à travers respectivement le Earned Income Tax Crédit (EITC) et Working Family Tax Crédit (WFTC), depuis les années 70. Le EITC et Le WFTC ont pratiquement les mêmes objectifs et ciblent en premier les familles à faible revenu. L'admissibilité au programme EITC se base sur le revenu de travail et le nombre d'enfants alors que celle du WFTC se fonde sur un nombre minimal d'heures de travail et non sur le revenu de travail. Plusieurs études empiriques ont évalué l'effet des programmes EITC et WFTC en considérant les différents groupes sociaux démographiques.

Eissa et Liebman (1996) examinent l'impact des réformes fiscales mises en places aux Etats-Unis en 1986, y compris le EITC, sur la participation au marché du travail des femmes monoparentales avec enfants en adoptant la méthode de doubles différences !.

Ils trouvent que le EITC a permis d'augmenter la participation sur le marché du travail des femmes monoparentales avec enfants de 2.8%. Adoptant la même méthodologie, Meyer et Rosenbaum (1999, 2000, 2001) trouvent un effet positif sur le taux de par-ticipation des femmes monoparentales sur le marché du travail américain entre 1984 et 1996 qui est dû au programme EITC. Quant à Looney (2005), il explique la hausse de l'emploi des femmes monoparentales de 22% entre la période 1993 et 1999 par le fait de l'expansion du programme EITC. Par contre, le EITC a réduit la participation au marché de travail des couples mariés avec enfants [Dickert et al. (1995), Ellwood (2000)]. Eissa et Hoynes (1998) étudient l'impact du EITC sur l'offre de travail des couples mariés entre les périodes 1984 et 1996 utilisant la méthode de différence en différence et le modèle structurel à forme réduite d'offre de travail. Pour les deux types

2. Ces programmes ciblent le plus souvent les travailleurs à faible revenu, ceux ayant un faible salaire ou ceux dont le niveau de compétence est moins élevé.

3. La méthode des doubles différences consiste à comparer l'évolution d'un groupe de traitement (bénéficiant de la mesure) à un groupe de contrôle (n'en bénéficiant pas).

Chapitre 2. Revue de la littérature 6

de modèles, les résultats suggèrent que le EITC a augmenté légèrement la participation des hommes mariés sur le marché du travail, mais a réduit la participation des femmes mariées sur le marché de travail de plus d'un point de pourcentage entre 1984 et 1996.

Tout comme le EITC, le WFTC a eu un impact positif sur la partcipation sur le marché du travail des mères monoparentales et a eu un effet plus ou moins marqué sur l'emploi des couples mariés [Blundell et Hoynes (2004)]. Gregg et Harkness (2003) utilisent la méthode de double différence basée sur le score de propension pour estimer l'effet du WFTC sur le taux d'emploi des mères monoparentales pour la période de 1999 à 2002. Ils concluent à un effet positif de 5 unités de pourcentage sur le taux d'em-ploi entraînant une augmentation de 23% des salaires médians. Francesconi et van der Klaauw (2004) utilisent la technique des doubles différences avec effets fixes pour dé-terminer l'effet du WFTC sur l'emploi des mères seules et des femmes célibataires sans enfants entre la période 1991 à 2001. Les résultats suggèrent un effet positif sur le taux d'emploi de 7 unités de pourcentage et un accroissement des salaires moyens de 60£ en 1999 à 70£ en 2001. Tout comme les études d'impact précédentes, Blundell et al. (2005) estiment, en utilisant la méthode des doubles différences, l'effet sur le marché de travail du programme WFTC en impliquant non seulement les femmes monoparentales mais aussi les couples mariés. Ils estiment d'abord un modèle probit pour la participation au marché. Ensuite l'effet du traitement est estimé en tenant compte de l'interaction entre les conditions d'admissibilité et la période où le WFTC est administré. Les résul-tats montrent un effet positif sur le taux d'emploi des femmes monoparentales de 3,6 points de pourcentage, en particulier parmi celles qui ont des enfants âgés de plus de 11 ans. Le WFTC a accru la participation des mères dont le conjoint ne travaille pas de 2,6 unités de pourcentage. Pour les hommes, il a augmenté la participation de 0,5 unité de pourcentage parmi ceux dont le partenaire n'est pas en emploi mais a réduit la participation de 1 point de pourcentage parmi ceux dont le partenaire est en emploi.

Somme toute, les résultats des programmes EITC et WFTC suggèrent un effet glo-bal positif sur la participation des familles monoparentales au marché du travail. Les effets de EITC et WFTC sur la participation au marché du travail des couples mariés restent mitigés.

Le gouvernement canadien a pour sa part développé, au cours des années 1990, une expérience sociale de grande envergure qui offre des suppléments de revenu men-suel aux familles monoparentales qui ont quitté l'assistance sociale pour un travail à temps plein. Ce programme expérimental, connu sous le nom du projet d'autosuffisance

Chapitre 2. Revue de la littérature 7

(PAS), a été mené au Nouveau Brunswick et en Colombie-Britannique. Le PAS avait pour objectif de mesurer l'effet du supplément de revenu sur les salaires, la durée du chômage et sur le revenu. Deux conditions sont requises pour être éligibles à PAS. La première, la condition d'admissibilité, exigeait que les personnes retenues soient à l'as-sistance sociale pendant au moins douze mois. La seconde, la condition de qualification, nécessitait qu'elles trouvent un emploi à temps plein au cours des douze mois suivant l'établissement de leur admissibilité. Les personnes admissibles ont été assignées de ma-nière aléatoire entre groupe de contrôle et de participants '. Il faut préciser que Action emploi est un programme considéré comme une expérience naturelle et inspiré du Pro-jet d'autosuffisance (PAS). Action emploi est donc très similaire au programme PAS à

la différence que Action emploi ne ciblait pas seulement les familles monoparentales, il était disponible à tous les bénéficiaires.

Plusieurs études qui se sont intéressées à l'impact de PAS ont conclu qu'il a permis d'augmenter les salaires et le revenu des participants au cours des années où le supplé-ment était disponible [Michalopoulos et al. (2000), Quets et al. (1999)]. Récemment, Card et Hyslop (2004) ont utilisé un modèle dynamique à choix discrets avec hétéro-généité non observée pour évaluer l'effet de PAS. Ils trouvent que PAS a eu peu d'effet à long terme sur le salaire. Pour eux, cela devrait être dû aux effets d'incitations que PAS aurait provoqué chez les bénéficiaires. Lacroix et Brouillette (2011) ont trouvé des résultats similaires en mettant l'accent sur le facteur d'autosélection liée à la qualifica-tion. En effet, ils ont utilisé un modèle de transition multi-états et multi-épisodes qui prend en compte l'endogéniété du statut de participation. Le modèle est évalué par la méthode de maximum de vraisemblance simulée. Les résultats suggèrent que le PAS a effectivement augmenté, dans le court terme, la durée des périodes de sortie l'assistance sociale et diminué légèrement la durée des périodes de recours de l'assistance sociale.

Comme on peut le voir, l'impact de PAS sur la participation, le salaire et l'assistance sociale a été beaucoup plus ressenti dans le court terme que dans le long terme.

Chapitre 3

Description de la mesure Action

emploi

3.1 Action emploi

Action emploi fait partie d'une série de mesures adoptées par le gouvernement du Québec dans les années 2001 et 2002 pour promouvoir la participation au marché du travail des personnes dépendantes de l'assistance sociale. C'est un programme qui a duré trois ans et consistait à verser un supplément aux revenus de travail des personnes prestataires de longue durée à l'assistance-emploi qui intégraient le marché du travail. L'admissibilité à cette mesure requiert des prestataires qu'ils aient totalisé un minimum de 36 mois de présence à l'aide sociale sur une période de 45 mois au moment de leur demande d'inscription à la mesure et qu'ils aient occupé un emploi à temps plein (un minimum de 130 heures par mois) au moment de leur demande. Les prestataires dési-rant s'inscrire à ce programme avaient du 1er décembre 2001 au 30 novembre 2002 pour déposer une demande. Les prestataires qui occupaient un emploi depuis 1er avril 2001 étaient également admissibles à la supplementation de revenu.

Les objectifs de cette mesure étaient d'accroître la participation au marché du travail et l'employabilité des prestataires de l'assistance-emploi en les aidant à :

- intégrer le marché du travail de manière durable ; - rompre avec leur dépendance à l'assistance-emploi ; - atteindre leur autonomie financière.

Chap/ûre 3. Description de la mesure Action emploi 9

Les prestataires admissibles sont en droit de bénéficier d'un supplément à leurs re-venus de travail pendant une période maximale de 36 mois. Les montants versés sont répartis mensuellement de manière décroissante. Ainsi, au cours de la première année, le supplément versé était de 390 $ par mois ; au cours de la deuxième année il était de 260 $ par mois et pendant la dernière année, il était de 130 $ par mois.

L'admissibilité à la mesure Action emploi est maintenue, avec ou sans supplément, pendant une période d'au plus trois mois consécutifs pour la personne qui ne travaille plus 130 heures par mois. Toutefois, lorsque la personne ne travaille pas, mais conserve un lien d'emploi (ex. : congé en raison de maladie ou d'accident, congé de maternité ou parental), la période de maintien est de 6 à 12 mois avec versement du supplément. Par contre lorsque la personne ne travaille pas et ne conserve aucun lien d'emploi (ex. : formation dans le cadre d'un parcours avec Emploi-Québec et reçoit ou a reçu des pres-tations d'assurance-emploi au cours de sa formation, congédiement contesté), la période de maintien est de 35 mois sans versement du supplément.

Au total 13 309 personnes ont débuté une participation à la mesure Action emploi entre le 1er décembre 2001 et le 30 novembre 2002. Dans la même période, plus de 62 000 prestataires admissibles étaient sortis de l'assistance-emploi.

3.2 Statistiques descriptives

3.2.1 D o n n é e s

Les données sur lesquelles repose notre étude proviennent des fichiers administratifs du Ministère de l'emploi et de la solidarité sociale. Ces données couvrent la période allant de janvier 1993 à août 2011 et renferment jusqu'à 1 081 543 observations. Pour les besoins de la présente étude, nous nous sommes limités à un échantillon de 327 337 obsevations portant sur la période d'admissibilité du programme (février 1998 à no-vembre 2002). L'échantillon retenu est très approprié dans la mesure où la sélection des observations est faite uniquement sur les participants et non participants admissibles au programme. La base de données contient plusieurs variables couvrant des données socio-économiques et démographiques bien détaillées. Elle contient également des don-nées relatives à six profils de ménages répartis dans toutes les régions administratives du Québec.

Chapitre 3. Description de la mesure Action emploi 10

Les variables disponibles sont l'âge du prestataire, la région administrative où il réside, la scolarité (le niveau de scolarité atteint), le nombre de personnes dans le mé-nage, le nombre d'enfants à charge, le lieu de naissance, le sexe, une variable mensuelle indicatrice pour la présence à l'aide sociale et une variable indiquant la participation à la mesure Action emploi. Nous avons pu constater qu'environ 7,27% des participants ne respectent pas le critère d'admissibilité d'avoir accumulé au minimum 36 mois à l'assistance-emploi au cours des 45 derniers mois. En conséquence nous avons défini une autre variable indicatrice de participation qui se restreint aux participants rencon-trant effectivement ce critères d'admissibilité. Le groupe de comparaison est constitué des individus admissibles mais n'ayant jamais participé au programme.

Pour des raisons d'analyse, nous avons retenu pour notre échantillon, les hommes et les femmes âgés entre 18 ans et 55 ans inclusivement. Nos estimations portent sur 16 sous-groupes à savoir l'échantillon complet, les personnes n'ayant aucune contrainte à l'emploi, les personnes nées au Canada, les personnes nées à l'extérieur de Canada, les personnes résidant à Montréal, les personnes résidant à l'extérieur de Montréal, les personnes seules, les familles monoparentales, les couples sans enfants, les femmes, les hommes, les personnes âgées de moins de 30 ans, les personnes âgées entre 30 et 44 ans, les personnes âgées entre 45 et 54 ans, les personnes ayant des contraintes temporaires à l'emploi et les personnes avec des contraintes sévères à l'emploi.

3.2.2 Analyse descriptive

L'étude porte sur 12 340 participants ayant réellement satisfait aux critères d'ad-missibilités de la mesure Action emploi. En effet, sur les 13 309 participants, 7,27% en moyenne ne respectaient pas les exigences du programme Action emploi. Le groupe de comparaison est constitué de 314 997 individus. Le tableaux A.l de l'Annexe A montrent les statistiques descriptives des participants et non participants à la mesure Action emploi pour notre échantillon. Parmi les prestataires ayant réellement participé au programme Action emploi et remplissant les conditions d'admissibilités, on observe une forte représentativité de femmes (54,23%) par rapport aux hommes (45,77%). Ce constat vaut également pour les individus n'ayant pas participé au programme et qui constituent le groupe de comparaison (52,70% contre 47,30%).

Chapitre 3. Description de la mesure Action emploi 11

Par ailleurs, 58,52% des participants sont des personnes vivants seules sans enfants alors que 22,08% sont des monoparentaux, 4,21% forment un couple sans enfant et 15,03% sont en couple avec enfants. Les prestataires du groupe de comparaison sont en majorité constitués des personnes vivant seules (67,39%) et de couples sans enfants (10,49%). Les familles monoparentales et biparentales sont proportionnellement moins nombreuses. La plupart des participants à Action emploi vient des régions (69,75%) autre que Montréal et de Montréal banlieue (30,24%). La même observation est faite pour le groupe de comparaison (63,55% contre 36,44%).

La plupart des participants à la mesure Action emploi n'ont pas achevé le niveau secondaire. La tableaux A.l montre que 80,99% parmi eux ont une scolarité de niveau secondaire, près de 5% ont le niveau primaire alors que plus de 13% ont un niveau post-secondaire. Les prestataires composant le groupe de comparaison paraissent moins scolarisés. Environs 90% d'entre eux n'ont pas atteint les études post-secondaires contre près de 85% pour les participants. La majorité des participants (73,34%) n'avait aucune contrainte à l'emploi alors que 22,49% d'entre eux avaient une contrainte temporaire et 4,15%, une contrainte sévère. Les personnes du groupe de contrôle sont plus nombreuses à avoir des contraintes temporaires (27,85% contre 22,49%) et sévère (35,99% contre 4,15%) tandis qu'ellles représentent une faible proportion à ne avoir aucune contrainte (36,15% contre 73,34%).

L'évolution du taux de présence annuelle à l'aide sociale est présentée dans la figure 3.1. Nous pouvons identifier trois grandes phases.

100,0O% 80,00% 60,00% 20,00% 0,00% # Participants - 4M— Groupe de contrôle

fff#f#####£f#^

FIGURE 3.1 - Taux de présence annuelle à l'assistance emploi

Dans la première phase, les taux de présence restent aussi élevés pour les partici-pants que pour les individus du groupe de contrôle. Cette première phase correspond à la période précédant la mise en oeuvre du programme. La deuxième phase est

mar-Chapitre 3. Description de la mesure Action emploi 12 quée par la participation au programme Action emploi. Il est évident qu'au cours de

cette phase, les taux de présence soient réduits. C'est ce que l'on peut observer sur la figure ci-dessus où en 2003 les taux de présence étaient de 29% et 85% pour les parti-cipants et le non-partiparti-cipants au programme, respectivement. Enfin la troisième phase

couvre la période post-programme (2006-2010). Nous pouvons constater que durant cette dernière phase, les taux de présence annuelle à l'assistance emploi restent assez constants et tournent autour de 34 et 60 point de pourcentage pour les participants et les non-participants, respectivement. Notons qu'au cours des deux dernières phases, les participants ont des taux de présence beaucoup plus faibles.

Au total, l'analyse de l'évolution des taux de présence à l'assistance sociale montre que les deux groupes ont des comportements très semblables. Les taux de présence à l'assistance sociale ont diminué depuis la mise en oeuvre du programme. Action emploi a effectivement permis aux participants de sortir d'avantage de l'assistance sociale sur le long terme que les non-participants.

Chapitre 4

Méthodes d'appariement

4.1 Théorie

Les méthodes d'appariement tentent d'apparier chaque prestataire participant à la mesure Action emploi avec un ou plusieurs prestataires non participant (ou contrefac-tuel) dont les caractéristiques observables X sont les plus proches possibles de celles du prestataire participant. Supposons que l'accès à la mesure Action emploi (i.e. au traite-ment) est représenté par une variable aléatoire T, qui vaut 1 si le prestataire accède au programme, 0 sinon. L'efficacité du programme est mesurée par deux variables latentes de résultat, notées Y\ et YQ selon que le prestataire participe à la mesure (T = 1) ou non (T = 0). La variable Yï correspond aux nombres de mois potentiels sans emploi pour les prestataires ayant participé au programme et la variable YQ correspond aux nombres de mois potentiels sans emploi qui auraient été réalisé par les prestataires par-ticipants s'ils n'avaient pas participé au programme (contrefactuel). L'effet causal du programme est défini pour chaque prestataire participant par l'écart A = Y\ — Vo. A n'est pas directement observable. Ainsi la détermination de l'impact du programme nécessite de faire une inference, sur le nombre de mois potentiels sans emploi (Yi et Vo) qui auraient été observés dans l'état sans la mesure Action emploi et ce, pour les prestataires participants au programme ou non. Le nombre de mois sans emploi (Y) observé peut donc s'écrire en fonction du nombre de mois potentiels (Yi et Yo) et de la variable de traitement T par la relation :

Y = TYi + (1 - T)Y0.

Puisque A n'est pas observable, sa distribution ne l'est pas non plus. Néanmoins, les distributions conditionnelles F(Yi\X,T = 1) et F(Yo\X,T = 0) peuvent être récupérées à partir des observations sur Y\ et Yn, mais pas les distributions jointes F(YQ, YI \X, T =

Chapitre 4. Méthodes d'appariement 14

1), F(Y0, Yi|X) ou encore la distribution de l'effet causal F ( A \ X , T = 1). Cependant, grâce à des hypothèses sur la loi jointe de (Yi; Yn; T), on pourrait identifier l'effet moyen de la mesure Action emploi dans la population des prestataires participants par la relation :

AA T T = E(Yt - Y0\T = 1). (4.1)

ATT = Effet moyen du programme sur les participants.

Les estimateurs par appariement supposent généralement qu'il existe un ensemble de caractéristiques observées X tels que le résultat (Yn) soit indépendant de la parti-cipation au programme conditionnellement à X. C'est-à-dire qu'il est supposé que Y0 soit indépendante de l'état de la participation T conditionnellement à X '. C'est L'hypo-thèse d'indépendance conditionnelle aux observables ou CIA (Conditional indépendance assumption), i.e,

Y0 ± T\X. (4.2)

La relation (4.2) stipule que, pour un vecteur X donné, la moyenne de la variable Y des non-participants correspond à la moyenne qui aurait été observée pour les partici-pants si ceux-ci n'avaient pas participé.

Il est également supposé que pour tous les X, il existe à la fois une probabilité positive pour les participants (T = 1) ou pour les non participants (T = 0) d'avoir accès au programme. C'est la condition de support commun (overlap), i.e,

Vx,0 < P r ( T = 1\X = x) < 1. (4.3)

Cette dernière condition est importante dans la mesure où elle garantit que pour chaque participant il existe au moins un non-participant qui lui soit comparable. Toutes ces hypothèses permettent d'avoir une estimation non biaisée de l'impact moyen du pro-gramme (AA T T) sur les participants, en éliminant le biais de sélection-.

1. Voir Rosenbaum et Rubin (1983)

2. Le biais de sélection ou d'autosélection découle du fait que les participants à une mesure quel-conque ne sont pas représentatifs de la population générale. Il provient des participants eux-mêmes, des gestionnaires de programmes (obligation de résultats) ou des caractéristiques observables et inob-servables.

Chapitre 4. Méthodes d'appariement 15

Rappelons que la distribution des variables latentes est identifiée mais que leur loi

jointe ne l'est pas. Le but de l'estimation par appariement est d'utihser les informations dont on dispose sur les prestataires non participants au programme pour construire

pour chaque prestataire participant un contrefactuel (groupe de contrôle), c'est-à-dire

une estimation de ce qu'aurait été la situation des participants s'ils n'avaient pas accédé au programme. Considérons par exemple l'impact moyen du programme (AATT) sur les participants :

ÀATT = E(Yl-Y0\T=l)

= E(E(Yl-Y0\T=l,X))

= B[B(Yi\T = 1,X) - E(Y0\T = 0,X)\T = 1)].

On peut alors estimer pour chaque participant de caractéristiques observables x, l'expression E(Yo\X = xt,T = 0). Cependant, l'hypothèse d'indépendance condition-nelle sur les caractéristiques observables (Yô -L T\X) nécessite un nombre important de variables de conditionnement. Se pose alors le problème de dimension du vecteur X. Rosenbaum et Rubin (1983) fournissent un théorème qui est utilisé pour y remé-dier. Ils prouvent que la propriété d'indépendance conditionnellement à des variables observables implique celle d'indépendance conditionnelle à un score. Le score étant un résumé unidimensionnel de X, qui est en fait la probabilité de participer au programme, ou score de propension, noté p(X) = Pr(T = 1\X) = E(T\X).

Proposition [Rosenbaum et Rubin (1983)] : si la variable de résultat Y0 est indé-pendante de l'accès au programme T conditionnellement aux observables X, alors elle est également indépendante de T conditionnellement au score de propension p(X) :

Yo -L T\X = * Y0 1 T\p(X). (4.4)

En conséquence, étant donné une population d'unité notée i, si le score de propension p(Xi) est connu, l'estimateur AA T T de l'impact du programme peut être estimé comme suit :

ÂATT = E(Yu-Yoi\Ti = l)

= E(E(YU - Yw|r.: = l,p(Xi)))

Chapitre 4. Méthodes d'appariement 16

4.2 Estimations par appariement sur le score de

propension

La constitution d'un groupe de comparaison pour chaque participant repose sur la proximité entre son score et celui des non-participants. Or la probabilité d'observer deux unités avec exactement la même valeur du score de propension est en principe zéro puisque le score est une variable continue. Ceci étant, il existe plusieurs méthodes dans la littérature qui peuvent être invoquées pour faire face à ce problème. Trois des plus utilisées sont : l'appariement plus proche voisin (Nearest Neighbor Matching), l'appariement avec fonction noyau (Kernel Matching) et l'appariement par stratification (Stratification Matching).

4/2.1 L'appariement plus proche voisin (Nearest Neighbor

Mat-ching)

Cette méthode consiste à jumeler chaque prestataire participant avec au plus un prestataire non participant dont le score de propension est le plus proche possible du participant.

Soit Y^1 et YÎ le nombre de mois sans emploi observé respectivement pour chaque prestataire participant et non participant au programme. Soit pt le score de propen-sion du prestataire participant i. Soit c(i) l'ensemble des prestataires non participants appariés à au moins un prestataire participant.

C(i) = min \\pi-pjW. (4.5) Désignons par N® le nombre de prestataires non participant appariés avec l'observation

i € T. Soit le poids rpij = - ^ si j E C(i) et 0 sinon. L'estimateur plus proche voisin (ÂA^T) prend la forme :

|Â-«T| _ V v l

_{JBT £ tf " TBT E * ! ? . (4-6)}

avec Vj = E i V V

Chapitre 4. Méthodes d'appariement 17

V a r ( L

D = T

^[£T

Var(Y

) + T.T

(^)

(y

°)}

= ù

W ) + Vh ^o(^)

Var(Y/)

4.2.2 L'appariement avec fonction noyau (Kernel Matching)

L'estimateur à noyau utilise des moyennes pondérées de toutes les observations du

groupe de contrôle pour construire le contrefactuel correspondant à chaque prestataire

participant au programme. Le poids est calculé par la distance entre le score de

pro-pension d'un prestataire participant et de tous les prestataires non participants à la

mesure. L'estimateur est de la forme

:

\A

\ = — T [Y

-

'

Y-°1 (4 7)

T

2yrç,

l fc

)

Avec G(.) la fonction noyau et h le paramètre de lissage (bandwidth).

4.2.3 L'appariement par stratification (Stratification Matching)

Cette méthode utilise un ensemble d'intervalles (ou strates) pour diviser le support

commun du score de propension. Ainsi l'appariement se fait entre les prestataires

par-ticipants et non parpar-ticipants au sein de chaque intervalle (ou strate)

'.

Pour des fins

d'analyse, nous retenons la procédure pscore de

[Becker et Ichino (2002)]

afin de définir

le nombre optimal de strates. On estime l'effet moyen du programme dans chacun des

strates par la formule :

\àf

T

\

- ijr E tf - £ E V-

<

48

)

où I(q)

est

l'ensemble d'unités dans la strate q tandis que N

et N® sont respectivement

le

nombre de participants et de non participant dans

la

strate q.

3. Voir les travaux de Heckman et al. (1998) pour la forme généralisée de l'estimateur à noyau

4. Certains chercheurs suggèrent que cinq strates sont suffisantes pour éliminer à 95% des biais liés

Chapitre 4. Méthodes d'appariement 18

L'effet moyen du programme est alors la moyenne pondérée de l'effet moyen du

programme spécifique à chacun des strates. L'estimateur s'écrit :

Q

_{E*6/(«i A ,}

iVl-E^^E

). (4.9)

,=1 2^V« ui

où le terme entre parenthèses est le poids correspondant de chaque strate dans la

po-pulation des participants et Q est le nombre total de strates.

La variance de l'estimateur est de la forme :

Chapitre 5

Les résultats

5.1 Score de propension

Le score de propension est défini comme la probabilité conditionnelle de participer à un programme étant donnée des caractéristiques observables pré-programme. C'est une étape préalable dans l'estimation de l'effet du programme sur les participants. Pour ce qui concerne ce mémoire, nous avons estimé d'abord la probabilité pour chaque individu eligible de participer à la mesure Action emploi en se servant du module STATA pscore de Becker et Ichino (2002). Pour les 16 sous-groupes retenus, nous avons contrôlé les variables telles que le sexe, l'âge, les niveaux d'éducation atteints, la région de résidence, le Heu de naissance, les saisons et les types de contraintes à l'emploi. Les probabilités de participer à la mesure Action emploi pour les 16 sous-groupes sont générées par un modèle logit dont les paramètres estimés sont reportés dans les tableaux Bl à B5 de l'annexe B.

Les scores de propension estimés pour chaque sous-groupe satisfont le test d'équi-librage ( 'Balancing score properties' ) entre participants et non participants. Le test d'équilibrage permet de tester si la différence de moyennes pour chaque variable pré-programme est la même entre les participants et les non-participants. Ce test permet de confirmer si le score de propension estimé est bien équilibrant dans les deux groupes cibles. Dans chaque sous-groupe nous avons retenu des spécifications qui satisfont le

'Balancing score properties'. Ces spécifications peuvent varier d'un groupe à l'autre. Par exemples, pour le sous-groupe des personnes résidant à Montréal on a vérifié les variables telles que le sexe, les différentes catégories d'âges (ageinf30, age3044, age4554), 1er cycle universitaire (UniversiteBac), 2eme et 3""* cycle universitaire (UniversiteSup),

Chapitre 5. Les résultats 20

secondaire, primaire complété, secondaire complété, Collégiale alors que pour celui des personnes seules on a dû vérifier les variables comme région, lieu de naissance (lieu-nais), contrainte temporaire (Ctemporaire), sans contrainte (Sancontrainte), primaire et primaire complété. Le module STATA pscore permet également de limiter l'analyse aux individus partageant un domaine commun ( 'commun support ') où chaque personne participant au programme est apparié aux individus éligibles, non participants ayant le score le plus proche. La région de 'commun support' apparaît être large pour tous les sous-groupes (voir les tableaux Bl à B5). Les Figures Cl à C16 montrent effectivement que la distribution du score pour chaque sous-groupe entre participants et groupe de contrôle est presque pareille.

L'analyse du score de propension nous révèle que, pour l'ensemble de l'échantillon, le fait de vivre dans la région de Montréal diminue la probabilité de participer au programme de 15,7 unités de pourcentage. Par contre, le niveau de scolarité augmente avec la probabilité de participer à la mesure Action emploi de plus de 50 unités de pourcentage. Pour les personnes qui n'ont aucune contrainte à l'emploi, la scolarité ne semble pas tellement les influencer à participer au programme. Le fait pour les personnes seules de n'avoir aucune contrainte à l'emploi augmente la probabilité de participer au programme Action emploi de 1,18 unité. Cependant, quand ils ont un niveau d'éducation inférieur à celui du secondaire, cela diminue leur probabilité de participer au programme. Les couples sans enfants ayant des contraintes à l'emploi ont moins de chance d'être participant au programme Action emploi (Tableau B3). Contrairement aux couples sans enfants, les personnes vivant seules et les personnes responsables d'une famille monoparentale ont une probabilité élevée de faire partie des participants de la mesure Action emploi quand bien même elles ont des contraintes temporaires à l'emploi.

5.2 Estimations par appariement

Nous avons utilisé trois techniques pour estimer l'effet de la mesure Action emploi sur la population admissible ayant participé au programme. Il s'agit des techniques de l'appariement par stratification, l'appariement avec fonction noyau et l'appariement plus proche voisin décrites précédemment dans le chapitre 4. Au fait nous estimons l'effet du programme sur la durée de présence à l'aide sociale qui est notre variable d'intérêt. Techniquement, nous évaluons l'effet de la mesure en comparant l'évolution de la durée de présence à l'aide sociale des participants à celle du groupe de contrôle. L'écart d'évolution de la durée de présence à l'aide sociale entre participants et groupe

Chapitre 5. Les résultats 21

de comparaison est alors attribué à l'effet de la mesure. Les résultats des estimations obtenus tiennent compte de chacun des 16 sous-groupes répartis en 5 catégories (cf. Tableaux B 6-8). Les effets sont estimés pour chacune des années allant de 2001 à 2010 pour ce qui est de la technique d'appariement par stratification mais pour les autres méthodes nous avons estimé les effets que pour certaines années notamment en 2002, en 2005 et en 2009 '. Presque tous les résultats des estimations pour chacune des année sont statistiquement très significatifs.

5.2.1 Résultats pour la première catégorie : Groupe

La première catégorie est constituée des sous-groupes de l'échantillon au complet, de prestataires sans contraintes à l'emploi, de prestataires nés au canada et ceux nés à l'extérieur de canada. Les résultats montrent que le programme Action emploi a fait diminuer la durée de présence à l'aide sociale d'environ 4 mois en 2002, en 2005 et en 2006. L'impact du programme les deux premières années suivant son implantation a été beaucoup plus fort, soit une réduction de la durée de présence à l'aide sociale d'environ 7 mois et 5 mois respectivement en 2003 et 2004. En 2007, 2008 et 2009 l'effet du programme est resté très constant soit une réduction d'environ 3 mois sur la durée de présence à l'aide sociale. L'effet du programme a persisté jusqu'en 2010 quoique dans une moindre mesure. La réduction insignifiante de la durée de présence à l'aide sociale observée en 2001 (Tableau 6) confirme que les deux groupes avaient des comportements semblables dans la période précédant la mise en application du programme (cf Figure 3.1).

5.2.2 Résultats pour la deuxième catégorie : Région de

rési-dence

Pour la deuxième catégorie constituée des sous-groupes de prestataires résidant à Montréal et ceux résidant hors Montréal, les résultats suggèrent que le programme a eu un effet négatif et très significatif sur la durée de présence à l'aide sociale, l'impact est aussi similaire par rapport à la première catégorie. Mais remarquons qu'en 2003, 2005 et 2006 l'effet de la mesure pour les participants résidants à Montréal est moins 1. Nous nous sommes limités à ces années parce que nos programmes prenaient en moyenne une semaine pour exécuter les résultats d'estimations par année. Ceci s'explique par le fait que nous avons estimé les effets par 'bootstrap '.

Chapitre 5. Les résultats 22

comparativement aux ceux résidant hors Montréal. Il s'agit d'une réduction d'environ 6 mois, 4 mois et 3 mois respectivement en 2003, 2005 et 2006.

5.2.3 Résultats pour la troisième catégorie : Type de ménage

Dans cette catégorie l'impact du programme a été très diversifié. Tout d'abord pour les prestataires responsables d'une famille monoparentale, l'effet du programme est beaucoup plus faible. On peut constater que le programme Action emploi a fait diminuer la durée de présence à l'aide sociale de ce sous-groupe d'environ 2 mois en 2002, 2005, 2006 et 2007. La réduction est encore plus faible pour le reste de la période étudiée c'est-à-dire en 2008, 2009 et 2010 où on observe une diminution d'environ 1 mois. Par ailleurs, c'est en 2003 et en 2004 que les familles monoparentales ont été beaucoup plus affectées par le programme. Elles ont eu une réduction d'environ 5 mois en 2003 et de 3 mois en 2004. En comparaison aux personnes responsables d'une famille monoparentale, les couples sans enfants ont eu des effets négatifs plus importants sur leur durée de présence à l'aide sociale. En effet pour ce sous-groupe, l'impact du programme a été très considérable mais assez stable durant la période de l'étude. On note ainsi pour ce sous-groupe une diminution de la présence à l'assistance emploi de 4 mois environ en 2002, 2003, 2007 et 2008. Contrairement aux autres sous-groupes, c'est en 2004 que les couples sans enfants ont subi leur plus grand niveau de réduction de la durée de présence à l'aide sociale; soit une réduction d'environ 6 mois. Mais après 2004, l'impact du programme est resté relativement stable avec une variation d'une unité de moins chaque année jusqu'en 2010 où la réduction était d'environ 3 mois. Remarquons que l'impact sur les femmes est supérieur à l'impact sur les hommes. Par ailleurs, les impacts sur les personnes seules se rapprochent davantage aux couples sans enfants, qu'aux familles monoparentales.

5.2.4 Résultats pour la quatrième catégorie : Groupe d'âge

Les résultats pour les différents groupes d'âges ne sont pas tellement différents de ceux observés dans les autres sous-groupes, surtout pour les prestataires âgés de moins de 30 ans et ceux dont l'âge est compris entre 45 et 54 ans inclusivement. En effet pour ces deux sous-groupes d'âge, Action emploi a eu un effet de réduction assez important, de la durée de présence à l'assistance emploi d'environ 7 mois en 2003. Par contre après 2003 l'impact du programme est resté moindre pour les prestataires âgés de moins de 30 ans. Aussi on constate que pour ce dernier groupe d'âge la réduction a été de 3 mois en 2005, 2006 et 2007 et de 2 mois durant le reste de la période. L'effet du programme

Chapitre 5. Les résultats 23

pour les prestataires âgés entre 30 et 44 ans est encore moindre par rapport à tous les autres sous-groupes puisque la réduction est de 1 mois seulement en 2002 et pour les 4 dernières années après la fin du programme. En 2003, où le programme a eu plus d'effet dans les autres groupes (réduction de 6 à 7 mois environ de la durée de présence à l'assistance emploi), l'effet n'a été que d'une diminution de 4 mois pour les personnes dont l'âge est compris entre 30 et 44 ans.

5.2.5 Résultats pour la cinquième catégorie : Contraintes à

l'emploi

Les prestataires ayant des contraintes à l'emploi sont moins affectés par le pro-gramme. L'impact du programme Action emploi pour les personnes ayant des contraintes temporaires à l'emploi est très semblable à celui des personnes responsables d'une fa-mille monoparentale. Quant aux personnes ayant des contraintes sévères à l'emploi, le programme n'a eu qu'une réduction très modeste de la durée de présence à l'aide sociale sauf en 2003, 2002 et 2004 où l'effet a été d'une réduction respective d'environ 4 mois et d'environ 3 mois. La réduction a été très faible (1 mois) pendant les 5 dernières années après la fin du programme. Notons pour ce dernier sous-groupe qu'en 2010 l'effet du programme est pratiquement nul et insignifiant.

En somme les résultats des estimations d'appariement par stratification, apparie-ment avec fonction noyau et apparieapparie-ment plus proche voisin sont reportés respective-ment dans les tableaux B6, B7 et B8. Les écart-types de ces estimateurs sont calculés par bootstrap afin de donner plus de précision et de robustesse dans nos résultats. Le constat est que tous les résultats sont toujours significatifs (voir les T statistiques entre les parenthèses) indiquant que le programme Action emploi a permis de réduire de façon substantiel le temps passé à l'assistance-emploi les 4 premières années (2003, 2004, 2005 et 2006) après le début du programme. Les familles monoparentales, les personnes dont l'âge est compris entre 30 et 44 ans inclusivement et les personnes ayant des contraintes à l'emploi sont les seuls groupes à connaître une réduction moins importante de la du-rée de présence à l'assistance emploi sur toute la période post-programme. On peut observer également que l'effet du programme sur le long terme reste moindre mais très constant.

Il faut cependant remarquer que la technique d'estimation avec fonction noyau surestime quelque peu les résultats de l'effet du programme pour les sous-groupes des personnes ayant des contraintes à l'emploi et ceux dont l'âge est compris entre 30-44 ans et 45-54 ans.

Chapitre 6

Conclusion

L'objectif principal de ce mémoire est de réévaluer l'impact du programme Action emploi sur la durée de présence à l'assistance emploi pour les participants. Action em-ploi est une mesure temporaire destinée aux personnes prestataires de longue durée à l'assistance-emploi éprouvant des difficultés d'accès à l'emploi. La méthode dite 'par appariement sur le score de propension" est utilisée pour estimer l'effet du programme sur les participants. L'avantage de l'estimation par appariement est d'utiliser les in-formations dont on dispose sur les prestataires non participants au programme pour construire pour chaque prestataire participant un contrefactuel (groupe de contrôle), c'est-à-dire une estimation de ce qu'aurait été la situation des participants s'ils n'avaient pas accédé au programme.

Les résultats empiriques nous indiquent que le programme Action emploi a eu un effet négatif sur le temps passé à l'assistance-emploi de l'ensemble des prestataires éli-gibles à ce programme. Cet effet est perceptible même sur le long terme. Les familles monoparentales, les personnes dont l'âge est compris entre 30 et 44 ans inclusivement et les personnes ayant des contraintes à l'emploi sont les groupes avec les réductions moins importantes de la durée de présence à l'assistance emploi sur toute la période post-programme (2005-2010).

Nos résultats sont semblables à ceux de Vigneault (2012) qui a utilisé la méthode de "regression discontinuity design" où il compare des personnes ayant été 34 et 35 mois sur l'assistance sociale avant le lancement du programme aux personnes ayant été 36 et 37 mois sur l'assistance sociale. Nos résultats concordent aussi avec ceux de [Brouillette

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Annexe A

Statistiques descriptives

TABLE

A.l - Répartition ( en %) des différents groupes selon le sexe, l'âge, le type de

menage, la région de résidence, le niveau de la scolarité et la contrainte à l'emploi

Caractérisi tiques Participants Contrôles SEXE Féminin 54,23% 52,7% Masculin 45,77% 47,3% AGE Moins de 30 ans 21,9% 18,4% 30 à 44 ans 53,1% 35,6% 45 à 54 ans 21,5% 17,2% 55 ans et plus 3,5% 28,8% TYPE DE MENAGE Personnes seules 58.52% 67,39% Monoparentales 22.08% 11,86% Couples sans enfants 4,21 % 10,49 % Biparentales 15,03 % 10,17 % REGION DE RESIDENCE

Montréal et Montréal banlieue 30.24% 36,44% Autres régions 69,75% 63,55% SCOLARITÉ Primaire 4,88% 13,6% Secondaire 80,99% 78,2% Collégial 8,25% 4,39% Universitaire 5,83% 3,77% CONTRAINTE A L'EMPLOI Sans contrainte 73,34% 36,15% Contrainte temporaire 22,49 % 27,85% Contrainte sévère 4,15% 35,99% Total 12 340 314 997

Annexe A. Statistiques descriptives

₂₉

TABLE A.2 - Comparaison des caractéristiques entre participants et groupe de

compa-raison

Valeurs de la moyenne Description Participants Contrôles Observations sexe lieunais nbenf région gge agesqrt ageinf30 age3044 age4554 agesup55 vcedu vcedusqrt Csevere Sancontrainte Ctemporaire Pseul Monop Bip Couplse dummyhiver dummyEte dummyAutomne Primaire Primairecomplete Secondaire Secondai recomplete Collégiale UniversiteBac UniversiteSup dur02 dur03 dur04 dur05 dur06 dur07 dur08 dur09 durlO = 1 si homme ; 0 sinon = 1 si canada ; 0 sinon = variable indiquant le nombre d'enfants

= 1 si Montréal ; 0 sinon

= variable indiquant l'âge dans la population = l'âge au carré

= 1 si l'âge est inférieur à 30 ans ; 0 sinon = 1 si l'âge est compris entre 30 et 44 ; Osinon = 1 si l'âge est compris entre 45 et 54 ; Osinon

= 1 si âge supérieur à 55ans ; 0 sinon = variable continue sur les années d'éducation

= Education au carré

= 1 si contrainte sévère à l'emploi ; 0 sinon = 1 si sans contrainte à l'emploi ; 0 sinon =1 si contrainte temporaire à l'emploi; 0 sinon

= 1 si célibataire ; 0 sinon = 1 si famille monoparentale ; 0 sinon

= 1 si famille biparentale ; 0 sinon = 1 si couple sans enfant ; 0 sinon = 1 si emploi en hiver ; 0 sinon

= 1 si emploi en été ; 0 sinon = 1 si emploi en automne ; 0 sinon

= 1 si étude primaire ; 0 sinon = 1 si étude primaire complétée, 0 sinon

= 1 si étude secondaire ; 0 sinon = 1 si étude secondaire complétée, 0 sinon

= 1 si étude collégiale, 0 sinon = 1 si 1" cycle universitaire, 0 sinon = 1 si 2e"1 ou 3"" cycle universitaire, 0 sinon = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2002 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2003 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2004 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2005 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2006 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2007 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2008 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2009 = durée mensuelle à l'assistance emploi en 2010

12 340 314 997 .457 .472 .873 .869 1.202 .675 .3024 .364 38.585 44.726 1559.91 2130.66 .1794 .117 .645 .400 .149 .247 .024 .234 10.12 9.38 108.25 94.41 .04 .35 .73 .30 .27 .22 .504 .675 .382 .180 .273 .165 .084 .142 .618 .300 .800 .323 .953 .328 .039 .120 .009 .016 .719 .518 .016 .006 .082 .043 .0507 .031 .007 .005 5.33 10.317 2.025 9.454 2.801 8.714 3.176 8.129 3.311 7.615 3.367 7.153 3.377 6.711 3.442 6.332 3.517 5.989

Annexe B

Résultats

B.l Score de propension

E B.l - Estimation c es paramètres du score de propension par gr Variables Echantillon complet Nés hors-Canada Nés au Canada

région -.365 -.498 -.389 (.020) (.064) (.023) sexe _- .154 -- (.052) -1" cycle Universitaire 1.751 1.00 1.886 (.095) (.049) (.058) 2""" et 3"** cycle Universitaire 1.633 .956 1.601 (.109) (.141) (.183) Secondaire 1.545 .722 1.703 (.029) (.067) (.032) Primaire complété .663 .375 .740 (.097) (.234) (.107) Secondaire complété 2.099 1.224 2.279 (.078) (.181) (.086) Collégiale 1.876 1.039 2.043 (.042) (.097) (.047) constante -4.337 -3.518 -4.484 (.027) (.077) (.031) Observations 327,337 42,547 283.400 Région de support commun [.00890253. .09642438] [.01769899. .10530717] [.00758668, .09035085]

Annexe B. Résultats

₃₁

TABLE B.2 - Estimation des paramètres du score de propension par région de résidence

Variables Montréal Hors-Montréal

sexe -.108 -.045

(.033) (.022) âge inférieur à 30 ans 2.269

-(.114)

-âge compris entre 30 et 44 ans 2.364

-(.108)

-âge compris entre 45 et 54ans 1.549

-(.114) -1** cycle Universitaire 1.169 1.940 (.075) (.066) 2""* et 3?"** cycle Universitaire 1.205 1.603 (.129) (.216) Secondaire .815 1.736 (.049) (.036) Primaire complété .491 .816 (.200) (.111) Secondaire complété 1.387 2.274 (.131) (097) Collégiale 1.123 2.067 (.070) (.052) constante -6.042 -4.484 (.111) (.033) Observations 118,530 208,807 Région de support commun [.00212719, .09194827] [,01067444. .098877961

Annexe B. Résultats 32

TABLE B.3 - Estimation des paramètres du score de propension par type de ménage

Variables Personnes seules Monoparental Couples sans enfants Homme Femme

région -.425 -.363 -.423 -.541 .036 (.050) (.113) (.032) lieu de naissance .081 .521 -.076 (.061) (.0741) (.044) contrainte temporaire 1.207 1.270 -1.767 1.056 (.077) (.186) (.226) (.074) contrainte sévère -2.498 (.218) sans contrainte 2.992 1.605 2.669 (.059) (.184) (.058) sexe -.264 (.078)

âge inférieur à 30 aus 1.063

(.257)

2.716 (.098)

âge compris entre 30 et 4-1 ans .459 .662 2.93

(.054) (.230) (.095)

âge compris entre 45 et 54ans .285 .133 1.892

(.084) (.224) (.099)

âge supérieur à 55 ans -.784 (.289)

emploi en automne 3.504

(.084) 1er cycle Universitaire 313

(.112) 1.140 (.209) V** et 3*"** cycle Universitaire -.152 (.302) .056 (.722) Secondaire .540 (.030) Primaire -.720 -.388 -.534 -.690 -.595 (.074) (.144) (.150) (.062) (.076 ) Primaire complété -.279 .070 -.406 .285 (.147) .26!) (.134) .137 Secondaire complété .338 .726 .965 (.169) (.372) (.106) Collégiale .221 (.078) .715 (.195) constante -5.601 -7.057 -3.493 -4.909 -5.97 (.085) (.219) (.226) (.072) (.095) Observations 185,805 39,962 33,569 154,004 172.710 Région de support commun [.00117279, .07398437] [.0014805, .34822474] [.00163267, .15578032] [.00198936, .09616621] [.00140558, .111795]