RMI et revenus du travail : une évaluation des gains financiers à l emploi - PDF\nRMI et revenus du travail : une évaluation des gains financiers à l emploi\nDownload "RMI et revenus du travail : une évaluation des gains financiers à l emploi"\n1 RMI et revenus du travail : une évaluation des gains financiers à l emploi MARC GURGAND Centre d études de l emploi et Crest DAVID MARGOLIS CNRS-Team et Crest DOCUMENT DE TRAVAIL N 09 juin 2001\n2 NUMÉROS DÉJÀ PARUS : téléchargeables à partir du site N 8 Le statut de l entrepreneuriat artistique et culturel : une question d économie politique MARIE-CHRISTINE BUREAU avril 2001 N 7 Le travail des femmes en France : trente ans d évolution des problématiques en sociologie ( ) MARTINE LUROL mars 2001 N 6 Garder et accueillir les enfants : une affaire d État? MARIE-THÉRÈSE LETABLIER, GÉRALDINE RIEUCAU janvier 2001 N 5 Le marché du travail des informaticiens médiatisé par les annonces d offres d emploi : comparaison France/Grande-Bretagne CHRISTIAN BESSY, GUILLEMETTE DE LARQUIER avec la collaboration de MARIE-MADELEINE VENNAT novembre 2000 N 4 Le travail : norme et signification YOLANDE BENARROSH octobre 2000 N 3 À propos des difficultés de traduction des catégories d'analyse des marchés du travail et des politiques de l'emploi en contexte comparatif européen JEAN-CLAUDE BARBIER septembre 2000 N 2 L économie des conventions à l école des institutions HERVÉ DEFALVARD juillet 2000 N 1 La certification des compétences professionnelles : l expérience britannique CHRISTIAN BESSY mai 2000 Ce texte a été soumis au comité éditorial du CEE, composé de : Gabrielle Balazs, Jean- Claude Barbier, Pierre Boisard, Bruno Courault, François Eymard-Duvernay, Jérôme Gautié, Jean-François Germe, Michel Gollac, Françoise Laroche, Marie-Thérèse Letablier, Martine Lurol, Emmanuèle Reynaud, Bernard Simonin, Marie-Madeleine Vennat, Serge Volkoff.\n3 RMI et revenus du travail : une évaluation des gains financiers à l emploi Marc Gurgand David Margolis Résumé Nous comparons le revenu disponible des ménages bénéficiaires du RMI avec le revenu disponible à long terme de ces mêmes ménages si l un des membres percevait son salaire potentiel. À cette fin, nous estimons la structure des salaires mensuels qui pourraient être offerts aux bénéficiaires du RMI s ils occupaient un emploi. Les distributions des gains monétaires éventuels sont décrites et décomposées pour des ménages de caractéristiques différentes. Nous appuyons les estimations et les simulations sur une enquête représentative des allocataires du RMI : les salaires observés sont très faibles notamment en raison du travail à temps partiel, y compris pour les hommes. Sur la base de cette distribution de salaires, nous trouvons que trois quarts des ménages gagneraient financièrement à occuper un emploi. En revanche, moins de la moitié des mères isolées verraient leur revenu augmenter. Si nous affectons un salaire aux deux membres des couples, 96% des ménages de cette catégorie gagneraient à travailler dans ces conditions. La distribution des salaires observés sur cette population étant très atypique, nous leur affectons ensuite la structure des salaires telle qu elle est observée sur l ensemble des salariés en utilisant l enquête «Emploi». Neuf ménages au RMI sur dix verraient alors leur revenu de long terme s élever. Les mères isolées restent les plus mal placées en termes d intérêt monétaire. Mots-clefs : Minima sociaux, RMI, salaires, transferts, fiscalité. Guaranteed Minimum Income and Labor Income : Estimated Earnings from Employment Abstract In this paper, we estimate the difference in long-run after-tax and transfer income from employment and from non-employment available to families in France that receive the Guaranteed Minimum Income (RMI). Based on estimated expected wages we compute potential increases in disposable income. The observed wages received by welfare recipients are very low because of a high probability of part-time work, including for men. Based on this wage distribution, and supposing that the adult in the household with the highest potential earnings is the one employed, we find that 74% of welfare households would have an increase in disposable income if they were employed, relative to their disposable income in the absence of employment. Single mothers are the group for which the fewest number of households (43%) would gain from employment. The shares of households that would have an increase in income grow to 96% when we then focus exclusively on couples and consider both members working. As the wage distribution used is very atypical, we build an upper bound estimate, using a representative survey of the working population (enquête Emploi ). The\n4 share of households that have an increase in disposable income from working goes from 74% to 89%, with the shares for single mothers still the lowest. Key words : Welfare, guaranteed minimum income, labor earnings, transfers, tax-system.\n5 INTRODUCTION? Au cours des deux dernières décennies, alors que les situations de pauvreté, de chômage et de précarité se multipliaient, la logique et la nature des minima sociaux se sont transformées. Initialement conçues pour protéger les personnes privées de ressources en raison de leur état physique ou de leur situation familiale (allocation aux adultes handicapés, minimum vieillesse, allocation de parent isolé, assurance veuvage), les aides versées par l'état se sont progressivement étendues aux actifs durablement privés d'emploi (allocation de solidarité spécifique) puis à toutes les personnes sans ressources, lorsque le revenu minimum d'insertion (RMI) a été institué. L augmentation du nombre de bénéficiaires des minima sociaux et les transformations parallèles du marché du travail, en particulier le développement de l emploi à temps partiel assorti de salaires médiocres, sont à l origine du débat sur le niveau des minima sociaux qui a marqué ces dernières années, notamment à la suite du mouvement des chômeurs de décembre Pour certains, les prestations versées aux ménages les plus pauvres, en particulier le RMI, sont insuffisantes et ne permettent pas de lutter contre la pauvreté : au cours des quinze dernières années les revenus disponibles tirés des minima sociaux ont constamment diminué par rapport au niveau de vie moyen (Concialdi, 1998). Pour d autres, ces ménages risquent de préférer les minima sociaux aux salaires qui pourraient leur être proposés, s excluant ainsi du marché du travail au risque de s enfermer irrémédiablement dans la pauvreté (Laroque, Salanié, 2000). Certains préconisent alors la généralisation de dispositifs qui permettent de conserver une partie des prestations en complément des salaires éventuels, de manière à inciter les individus à occuper un emploi. De tels dispositifs existent, c est le cas du RMI («intéressement»), mais ils sont limités dans le temps. Le récent rapport sur le plein emploi de Pisany-Ferry (2000) recommande ainsi la mise en place d un impôt négatif dont la valeur diminuerait à mesure que s élèvent les revenus du travail, pour s annuler aux alentours du Smic à temps plein. C est dans cet esprit que s inscrit la «prime pour l emploi» décidée par le gouvernement. Ce débat met en jeu un certain nombre d éléments qui sont autant de zones d ombre. D abord, l effet des incitations financières sur les décisions d activité et les comportements de recherche d emploi, leur existence et leur ampleur, sont mal connus, difficiles à mesurer et sujets à controverses. En effet, les décisions d activité ne se réduisent pas aux seules considérations financières et les éléments non financiers ne peuvent être reconstitués ou inférés qu aux prix d hypothèses parfois fortes. Si on peut toujours soutenir qu il existe une structure des transferts qui pourrait totalement décourager l offre de travail en rendant le nonemploi financièrement plus attractif que l emploi, ce qui, par un argument de continuité, rend toujours possible l existence d effets désincitatifs, il est beaucoup plus difficile de démontrer qu une structure particulière du système de transferts combinée à des attitudes certainement? Cette recherche a bénéficié d une subvention du Commissariat général du Plan. Les auteurs remercient Cédric Afsa pour ses nombreux commentaires tout au cours de leur travail et Wolfgang Schwerdt pour son excellent travail d assistant de recherche. Ils remercient également Pascale Breuil et Danièle Guillemot qui leur ont facilité l accès aux données ainsi que Laurence Rioux, Jean-Claude Barbier, Jérôme Gautié et les participants au groupe de travail de la DRESS et à la journée «Working Poor en France» pour leurs commentaires. Le texte ci-après a été proposé pour publication à la revue Économie et Statistique. 1 Les termes du problème sont formalisés dans le rapport Join-Lambert (1998) commandé à la suite de ce mouvement. 5\n6 hétérogènes vis-à-vis du travail produit de forts effets de découragement dans la population concernée par les minima sociaux. Le rôle des décisions intra-familiales, l horizon de calcul, l attitude face au risque et la forme complexe des contraintes budgétaires inter-temporelles rendent particulièrement délicate l analyse empirique de ces phénomènes 2. Ensuite, l enjeu de cette problématique importée des pays anglo-saxons est très différent dans une économie à faible taux de chômage, assorti d une forte mobilité sur le marché du travail, comme celle des États-Unis, et dans une économie à très haut taux de chômage des moins qualifiés, combiné à une forte inertie des parcours et au chômage de longue durée, comme celle de la France. Inciter les personnes à rechercher du travail peut donc avoir des effets limités sur le taux d emploi agrégé et entraîner essentiellement une modification des positions relatives dans la «file d attente». Certes, l Europe s engage probablement dans une période de croissance, et l existence d une pénurie de main-d œuvre est souvent évoquée, mais il est difficile de prédire à quel horizon cette embellie pourrait concerner directement les plus défavorisés. Enfin, si la question des «trappes à inactivité» fait ici l objet d un débat dont l enjeu économique n est pas aussi clair qu outre-atlantique, c est qu elle met largement en jeu des considérations morales. Dans un contexte politique et intellectuel marqué, un temps, par le thème de «la fin du travail», le niveau relatif des revenus en emploi et hors emploi peut s interpréter comme la valeur que la société entend donner au travail. Sur ce point, plus encore que sur les autres, il y a matière à débat. I. LE GAIN FINANCIER À L EMPLOI DES BÉNÉFICIAIRES DE MINIMA SOCIAUX EST MAL CONNU Nous pensons qu avant toute chose, il est nécessaire d évaluer soigneusement le gain financier que les bénéficiaires de minima sociaux auraient à occuper un emploi plutôt qu à vivre des prestations sociales. On apporte ainsi des données de cadrage utiles à la poursuite du débat. Or les éléments dont nous disposons aujourd hui pour évaluer les gains potentiels au travail des bénéficiaires de minima sociaux sont de nature essentiellement comptable et s appuient sur des cas types (éventuellement pondérés pour tenir compte de la distribution empirique des caractéristiques démographiques des ménages de bénéficiaires) 3. On affecte à un ménage fictif, de composition démographique donnée, des revenus d activité arbitraires, typiquement un Smic à temps plein ou un demi-smic. On calcule son revenu disponible et on le compare à celui dont il dispose lorsqu il vit du RMI. Jusqu à une période récente, les revenus du travail pouvaient être cumulés avec une partie du RMI pendant les 750 premières heures de travail - et durant toute la durée du contrat pour les Contrats emploi solidarité (CES) - au titre de l intéressement 4. Durant cette période transitoire, les revenus augmentent 2 Par exemple, sans entrer dans la polémique, on peut noter que la contribution de Laroque, Salanié (2000) fait progresser la littérature dans le sens d une prise en compte des contraintes budgétaires produites par le système de transferts, mais qu elle ne traite pas les aspects inter-temporels notamment. 3 Voir par exemple Padieu (1997), Join-Lambert (1998) ou Gautié, Gubian (2000). 4 Ces dispositions ont été récemment élargies, mais celles que nous résumons ici correspondent à la date de l enquête que nous allons exploiter. 6\n7 Nous utilisons plusieurs sources de données, pour les estimations de la structure des salaires comme pour les simulations de revenu disponible. Nous nous appuyons principalement sur l enquête «Devenir des personnes sorties du RMI» réalisée par l Insee en partenariat avec la Cnaf, le Cserc, la Dares, la Dirmi et la Dress. Un échantillon représentatif des allocataires du RMI a été interrogé en décembre 1996 puis un an plus tard, en janvier Nous utilisons cette deuxième coupe transversale qui contient, outre les caractéristiques socio-démographiques des membres du ménage, des informations sur la situation d activité de l allocataire, notamment son salaire éventuel et ses heures travaillées et tous les éléments qui permettent de reconstituer les prestations sociales auxquelles a droit le ménage. Ce dernier point est très important, en particulier parce que l allocation logement introduit des variations sensibles dans les revenus disponibles des bénéficiaires de minima sociaux : il est donc indispensable de repérer les ménages qui y ont droit et d évaluer convenablement le montant qui doit leur être versé. Cette enquête nous sert à la fois à estimer la structure des salaires accessibles à cette population en utilisant les salaires observés et à simuler le gain de revenu disponible potentiel associé à l emploi sur l ensemble de la population des bénéficiaires du RMI. Nous nous limitons aux personnes de 17 à 55 ans et nous excluons les étudiants et les retraités (notre échantillon contient ménages sur les initiaux). Pour l estimation, nous éliminons en outre les revenus d une activité indépendante. Pour les simulations, nous reconstituons toujours les montants des prestations qui doivent être théoriquement perçues, si bien que nous ne tenons pas compte d éventuelles situations de non-recours. Afin de comparer la situation de la population des bénéficiaires du RMI à celle de l ensemble des ménages, nous exploitons également la version française du panel européen des ménages réalisée par l Insee. Nous utilisons uniquement la coupe disponible pour l année 1996, ce qui rend cet échantillon comparable à l échantillon de l enquête «RMI» puisque, Encadré 1 Les données dans les deux cas, la population est représentative en Nous appliquons les mêmes restrictions d âge et d activité. Cette enquête contient l information qui permet de reconstituer l ensemble des prestations sociales auxquelles les ménages ont droit. Une difficulté tient toutefois au fait que le ménage au sens du RMI n est pas analogue au ménage habituellement défini par l Insee, car des personnes appartenant à un même ménage dans l enquête peuvent recevoir le RMI à des titres distincts. En particulier, les enfants de la personne de référence du ménage et vivant sous son toit, s ils ont plus de 25 ans ou s ils ont eux-mêmes des enfants à charge, peuvent bénéficier de cette prestation et former, au sens des minima sociaux, un ménage à part entière. Nous avons donc constitué en ménage indépendant les enfants de plus de 25 ans ou ceux qui élèvent eux-mêmes leurs enfants dans le foyer de leurs parents et notre échantillon contient finalement ménages. Dans la dernière partie de cet article, nous estimons la structure des salaires caractéristique de l ensemble de la population française (métropolitaine) - et non plus des seuls allocataires du RMI -. Nous n utilisons pas le panel européen pour le faire. En effet, les données de salaire mensuel qui pourraient en être tirées s appuieraient sur des déclarations de revenus annuelles dont on ne peut tirer que des salaires mensuels moyens avec des marges d imprécision lorsque des mois calendaires entiers n ont pas été travaillés. Nous préférons donc utiliser l enquête «Emploi» de l année 1998 (pour mettre en parallèle les salaires avec ceux de l enquête «RMI» de la même année), qui contient en outre un très grand nombre d observations. Notre échantillon contient hommes dont en emploi et femmes dont en emploi. Ces opérations de comparaison de différentes enquêtes sont facilitées par le fait qu elles sont toutes représentatives et réalisées par le même institut, l Insee, et qu elles utilisent les mêmes nomenclatures. En particulier, les distributions des principales caractéristiques des individus dans l enquête «Emploi» et dans le panel sont très proches. 7\n8 nécessairement. Mais dans le plus long terme, lorsque l intéressement ne joue plus, les résultats sont variables : on observe en général que le gain est nul pour un demi-smic tandis que l emploi au Smic à temps plein est financièrement avantageux. Ces résultats sont insatisfaisants car ils conduisent à des conclusions opposées selon le revenu choisi : tout dépend en fait des chances pour ce ménage d obtenir un Smic plutôt qu un demi-smic dans une conjoncture donnée. Or le développement du temps partiel au cours des années quatrevingt-dix est un phénomène majeur qui a réduit les revenus du travail des personnes en emploi et contribué à augmenter le nombre des travailleurs pauvres (working poor) 5. Il faut donc donner tout son poids à cette constatation élémentaire : le gain financier à l emploi dépend de deux termes inséparables, le niveau des minima sociaux et l état du marché du travail qui détermine les salaires potentiellement accessibles aux différentes personnes. Au demeurant, la distribution des gains potentiels dépend de la distribution, dans la population concernée, des caractéristiques individuelles valorisées sur le marché du travail. Il est par conséquent indispensable, pour décrire les valeurs du gain financier potentiel associé à l emploi, de disposer de données réelles qui permettent de décrire à la fois la structure des salaires et la structure de la population des bénéficiaires de minima sociaux à un moment donné. Nous proposons d estimer le salaire que chaque individu pourrait obtenir s il occupait un emploi, étant donné ses caractéristiques d âge et d éducation, son sexe et sa nationalité, et ceci indépendamment des chances qu il a d occuper effectivement un emploi. Cette estimation repose sur l observation des salaires effectivement perçus par les personnes qui lui sont semblables (voir encadré 1). Pour les personnes en couple, nous évaluons le salaire des deux conjoints et nous affectons au ménage le salaire le plus élevé (nous examinons aussi la sensibilité des résultats lorsque nous affectons la somme des salaires des deux conjoints éventuels). Nous calculons alors le revenu disponible du ménage à ce salaire en tenant compte des prestations sociales (y compris le RMI qui peut venir en complément du salaire) et de la fiscalité - à l exception des aides locales et des impôts locaux -. Nous comparons ce revenu au revenu disponible lorsque le ménage vit exclusivement du RMI. Nous pouvons ainsi décrire la distribution des gains financiers potentiels dans la population des bénéficiaires et la décomposer en fonction des types de ménages. Nous ne présentons que les revenus stabilisés, c est-à-dire une fois passée la période d intéressement et les ajustements des diverses prestations sociales en fonction du nouveau niveau de revenu. Il y a deux raisons à cela. D une part, on sait par construction que le revenu disponible en emploi augmente durant la période d intéressement. Il serait sans doute intéressant d évaluer l ampleur de cette augmentation. Mais, d autre part, la superposition des effets de calendrier, propres aux différentes prestations sous condition de ressources, rend l évolution du revenu disponible au cours de la période de transition extrêmement complexe et il n y aurait pas une valeur unique à considérer (Belorgey, 2000). Notre démarche n épuise donc pas l ensemble des situations réelles possibles mais elle décrit l articulation entre l état du marché du travail, le niveau des minima sociaux et la composition de la population des bénéficiaires à un moment donné en un sens précis : nous décrivons ce que serait le gain financier d un ménage à long terme si un membre conservait durablement un emploi à son salaire potentiel estimé. Nous reviendrons plus loin sur le type de salaire qui doit être utilisé pour que cet exercice imaginaire soit pertinent. 5 Voir Lagarenne, Legendre (2000). 8\n9 II. LES SALAIRES DES BÉNÉFICIAIRES DU RMI, LORSQU ILS OCCUPENT UN EMPLOI, SONT FAIBLES Avant d étudier les gains potentiels de l ensemble des bénéficiaires d un minimum social, il est instructif de décrire les salaires de ceux d entre eux qui, à un instant donné, sont effectivement en emploi, bien qu ils constituent peut-être une sous-population particulière et non représentative. Si plusieurs possibilités s offrent à nous pour estimer la structure des salaires, la seule enquête statistique qui permet d avoir une description fine d une population de bénéficiaires est l enquête sur le «Devenir des personnes sorties du RMI» (voir encadré 1), ce qui nous limite à cette prestation. Figure 1 Distribution des salaires observés dans l enquête RMI (1998) (a) Femmes, tous salaires (b) Hommes, tous salaires Densité Densité (c) Femmes, hors CES (d) Hommes, hors CES Densité Densité L enquête «RMI» décrit la situation en janvier 1998 d un échantillon de personnes qui étaient représentatives de la population au RMI en décembre 1996, soit un an plus tôt 6. Un tiers sont en emploi à cette date 7, avec un statut de salarié pour neuf sur dix de ces personnes. 6 Les bénéficiaires de l allocation de parent isolé (API) à cette date ne figurent pas dans cet échantillon, malgré la proximité des situations dans certains cas. 7 Dans certains cas, c est le conjoint qui est en emploi, mais ces situations sont très rares. 9\n10 Parmi les salariés, 34% sont en Contrat emploi solidarité (CES), c est-à-dire sous contrat de travail à mi-temps payé au Smic et géré dans le cadre des politiques publiques de l emploi. Ce type d emploi est souvent proposé aux allocataires du RMI et parfois inscrit dans le cadre des contrats d insertion (Zoyem, 1999). Ceci pèse sur la distribution des salaires 8 qui est décrite dans les figures 1(a) et 1(b). Celles-ci font apparaître une forte concentration au Smic à mitemps pour les femmes et, chez les hommes, une concentration à la fois au Smic à mi-temps et au Smic à plein temps, ce qui les distingue très fortement de l ensemble des salariés. Dans les figures 1(c) et 1(d), nous avons supprimé les emplois en CES et les concentrations au temps partiel disparaissent alors chez les hommes comme chez les femmes. Les salaires auxquels accède la population des bénéficiaires du RMI sont donc extrêmement bas. La politique de l emploi est largement à l origine de ce phénomène et, de ce point de vue, la description des gains à l emploi que nous présenterons par la suite, est sensible à la conjoncture économique comme à l évolution des politiques publiques. C est sur la base de ces salaires observés que nous affectons des salaires potentiels à tous les ménages de l échantillon (voir encadré 2). Il n est pas certain, cependant, que les salaires observés soient représentatifs de l ensemble des salaires proposés par les employeurs. Il se pourrait par exemple que seuls les salaires les plus élevés soient acceptés et donc observés. Non seulement cela pourrait biaiser l estimation des coefficients sur les variables observées (Heckman, 1979), mais on risquerait aussi de surestimer par la suite les salaires qui pourraient être proposés aux individus sans emploi dans l enquête. Nous testons la présence de ce biais de sélection. Les résultats des estimations des fonctions de salaires sont présentés dans le tableau 1, séparément pour les hommes et pour les femmes (tous les salaires sont retenus, y compris les CES). En bas du tableau figure le résultat du test du biais de sélection. Pour les hommes comme pour les femmes, on ne peut pas rejeter l hypothèse que ce biais est absent 9. Les coefficients présentés dans le tableau sont donc simplement estimés par les moindres carrés ordinaires. 8 Il s agit des salaires mensuels net déclarés à l enquêteur au mois de l enquête, à l exception de tout autre revenu, notamment de l éventuel intéressement. 9 On aurait respectivement 81% et 83% de chances de se tromper en rejetant cette hypothèse. 10\n11 Encadré 2 Méthode d estimation et de simulation Le modèle qui est utilisé pour simuler des salaires potentiels à l ensemble d une population s inspire implicitement de la recherche d emploi (jobsearch). Nous supposons qu un individu qui cherche un emploi se voit offrir, à une fréquence indéterminée (qui peut dépendre de la conjoncture, de son propre effort de recherche, etc.), des emplois caractérisés par un taux de salaire et un horaire hebdomadaire (et d autres caractéristiques que nous n étudions pas). Pour un individu donné, ce salaire et cet horaire ne sont pas déterminés : au contraire, ils sont aléatoires, mais «tirés» dans une certaine distribution qui dépend des caractéristiques valorisées par les employeurs, dont certaines, typiquement l âge et le niveau d études, sont observées dans les données. En d autres termes, pour des caractéristiques données, certains salaires sont plus probables que d autres. C est cette distribution de probabilités que nous estimons, ce qu il faut bien distinguer de la probabilité d obtenir effectivement un emploi. Plus spécifiquement, nous supposons que les conditions proposées par les employeurs à un individu de caractéristiques x sont distribuées selon : logw = x? + u (1) logh = x? + v (2) où w et h sont le taux de salaire et le temps de travail,? et? des paramètres à estimer et u et v des variables aléatoires corrélées entre elles et dont la corrélation ainsi que les variances sont également à estimer. Les quantités w et h ne sont observées que sur l échantillon des personnes effectivement en emploi et l inférence sur les paramètres des distributions ne peut provenir que de ces observations. Or les salaires et les heures observés peuvent être systématiquement différents de ceux qui sont en général proposés, soit parce que seuls les meilleurs emplois sont acceptés, soit parce que ceux qui obtiennent des emplois ont des caractéristiques inobservées (contenues dans u et v) particulières. Dans l un et l autre cas, il convient de corriger ce possible biais de sélection en appliquant directement ou en adaptant la méthode de Heckman (1979). Nous montrons ailleurs (Gurgand, Margolis, 2000) que lorsque le choix porte sur w et h simultanément et si, en outre, le choix du temps de travail peut être contraint 10, c est-à-dire que h ne se trouve pas sur la courbe d offre h * (w) de l individu, alors la probabilité qu une personne soit en emploi dépend, en première approximation, d une variable latente de la forme : e * = x? + z? +? où z détermine l offre de travail mais non les conditions d emploi. Nous utiliserons pour z la situation matrimoniale, le nombre d enfants et, le cas échéant, l âge et l éducation du conjoint. La personne est observée en emploi lorsque e * > 0. Cette forme réduite n implique rien sur la nature du non-emploi (volontaire ou non). En revanche, le cadre implicite de recherche d emploi suppose de traiter formellement l inactivité comme une recherche d emploi très peu «intense». Cette modélisation nous permet de tenir compte de la sélection dans l estimation. Dans le cas où on estime simplement le salaire complet, W=wh, on peut écrire, en suivant Heckman (1979), logw = x(? +?) +?? u+v? ( x? + z?) +? (3) où la corrélation entre? et (u + v) est décrite par : (u + v) =?? u+v? +? et? (.) est l inverse du ratio de Mills, une fonction qui est obtenue sous l hypothèse de normalité de?. Lorsqu on souhaite estimer les fonctions (1) et (2) séparément, on s appuie sur une expression plus complexe, détaillée par Gurgand et Margolis (2000). L équation (3) fait apparaître que les salaires complets observés dépendent des caractéristiques démographiques z, alors que les salaires proposés (1) et (2) n en dépendent pas. En effet, W dépend pour partie du comportement d offre de travail mais, dans cette modélisation qui inclut le temps de travail contraint, uniquement à travers le mécanisme de sélection. Une fois les paramètres? et? estimés 11, par b et g mettons, nous souhaitons affecter à chacun un salaire W simulé. Ce salaire vaut : exp ( x(b + g) + U ) où U est tiré aléatoirement dans la distribution de (u + v) estimée (non paramétriquement) par la cumulative empirique des résidus observés. Affecter à chacun un tel salaire est préférable à lui affecter simplement l espérance de salaire, car celle-ci réduit les variances et gomme la bimodalité des distributions de salaire empirique. 10 En France, 40% de l emploi à temps partiel est déclaré être «contraint». 11 Ou (? +?) en bloc pour l enquête RMI parce que nous ne parvenons pas à estimer le modèle complet. 11\n12 Niveau d'études Tableau 1 Coefficients des équations de salaire Population RMI, log des salaires mensuels Femmes Hommes 3 ème cycle universitaire (0.2360) (0.1603) 2 ème cycle universitaire (0.2291) (0.1556) 1 er cycle univers. ou tech. supérieur (0.2054) (0.1414) 2 ème cycle d'enseignement général (0.1627) (0.1313) Enseignement tech. ou prof. long (0.1795) (0.1376) 1 er cycle d'enseignement général (0.1308) (0.1043) Enseignement tech. ou prof. court (0.1349) (0.0964) Etudes primaires ou pas d'études ref. ref. ref. ref. Age (0.0525) (0.0443) Age (0.0005) (0.0004) Age x âge de fin d'études (0.0016) (0.0012) Age de fin d'études (0.1049) (0.0772) Age de fin d'études (0.0019) (0.0014) Nationalité française (0.1121) (0.0704) Constante (1.7104) (1.3479) Test de sélection : statistique (p-value) (0.8290) (0.8110) R Ecarts types entre parenthèses. Enquête sur les sortants du RMI. Modèle estimé par les moindres carrés ordinaires. Test de sélection basé sur la méthode de Heckman. La spécification contient à la fois des niveaux d études et le nombre d années d études, celuici en forme quadratique et interagi avec l âge, ce qui rend l interprétation des différents coefficients peu intuitive, mais donne à la spécification une flexibilité souhaitable dans une perspective de prédiction. Le salaire des hommes croît avec le nombre d années d études mais cet effet n est pas linéaire et diminue avec l âge. L âge n a pas d effet direct significatif. Enfin, les coefficients sur les niveaux d études font apparaître une prime salariale pour l enseignement supérieur, notamment en premier cycle, qui comprend l enseignement technique supérieur, et pour l enseignement technique ou professionnel long. Les salaires des femmes en revanche varient peu avec ces déterminants classiques : seuls les effets des diplômes supérieurs sont marginalement significatifs. Ceci tient en partie à la forte concentration des salaires des femmes autour du demi-smic. Au demeurant, l effet de l âge est nul parce qu il combine un effet positif sur le taux de salaire et un effet négatif sur le nombre d heures travaillées (régressions auxiliaires non présentées). Pour les hommes comme pour les femmes, une grande partie de la variance totale des salaires reste inexpliquée par les déterminants fondamentaux que sont l âge et les études. Ce type de modèle a habituellement un pouvoir explicatif environ deux fois plus fort, mais il se trouve que, dans cette population, la part résiduelle, que nous traitons comme un aléa, joue un rôle important. Par conséquent, les salaires que nous simulons sont relativement imprécis au niveau individuel ; heureusement, au niveau agrégé, qui seul nous intéresse, cela n introduit pas de biais. 12\n13 III. À LONG TERME, TROIS MÉNAGES AU RMI SUR QUATRE GAGNERAIENT À OCCUPER UN EMPLOI Nous utilisons les résultats de l estimation de la structure des salaires décrits ci-dessus pour affecter à chaque adulte des ménages représentatifs des bénéficiaires du RMI un salaire potentiel en emploi (voir encadré 2). La distribution des salaires que nous obtenons est représentative de la distribution des salaires susceptibles d être offerts à l ensemble de cette population. À partir de chaque salaire, nous construisons le revenu disponible du ménage. Tant que le salaire est inférieur à un seuil qui dépend du type de ménage, le RMI est versé en complément du salaire et le revenu disponible n augmente pas par rapport à la situation où aucun salaire n est perçu : tout se passe comme si ce salaire était entièrement taxé puisqu il n entraîne aucune hausse de revenu disponible. Passé le seuil de salaire, le revenu disponible augmente mais il reste partiellement (implicitement) taxé, en raison des prestations sous condition de ressources. Dans certains cas peu fréquents, le revenu disponible peut même baisser. Tous ces mécanismes sont décrits en détail dans l encadré 3 (voir aussi Laroque, Salanié, 1999, pour une description plus détaillée de l ensemble du système socialo-fiscal). Le tableau 2 récapitule d abord les montants des revenus disponibles des ménages de l échantillon si ceux-ci vivaient exclusivement du RMI en janvier 1998 : ces revenus s élèvent à francs par mois en moyenne. Naturellement, ce chiffre dissimule d importantes disparités en fonction de la composition du ménage. Ainsi, le revenu disponible moyen n est plus que de francs pour les personnes seules sans enfants. Il vaut francs en moyenne pour les couples qui élèvent au moins trois enfants. En outre, il existe une assez forte hétérogénéité à l intérieur d un même type de ménage, bien que les montants garantis ne dépendent que de la composition du ménage. Cela est indiqué par les forts écarts types dans le tableau 2 et tient au fait qu une partie de l allocation logement vient s ajouter au seuil garanti, si bien que le revenu disponible varie selon que les ménages perçoivent ou non cette allocation et selon le montant qu ils perçoivent le cas échéant. Ces variations sont importantes, aussi est-il indispensable, pour effectuer ce type de calcul, d avoir dans les données d enquête une information précise sur la perception de cette allocation. Tableau 2 Revenus disponibles au RMI par type de ménage (en francs par mois) Revenu disponible au RMI Part dans l'ensemble des ménages Moyenne Ecart type Ensemble des ménages Seul sans enfant % Seul avec un enfant % Seul avec deux enfants % Seul avec plus de deux enfants % Couple sans enfant % Couple avec un enfant % Couple avec deux enfants % Couple avec plus de deux enfants % Source : Enquête sur les sortants du RMI, calcul des auteurs. 13\n14 Encadré 3 : RMI, revenu du Nous concentrons notre attention sur le RMI que personnes percevaient en France métropolitaine en 1996, ce qui, en comptant les ayants droit, représente 1,6 millions de personnes. Il s agit d un transfert monétaire universel mais sous condition de ressources qui doit porter les revenus du ménage à un certain seuil. Il ouvre également droit à l'assurance maladie. En outre, les bénéficiaires ne sont soumis ni à l'impôt sur le revenu ni aux taxes d'habitation. Lorsque l'on souhaite construire des revenus disponibles, que le ménage vive du RMI ou uniquement des revenus du travail, il faut tenir compte d'autres transferts, en particulier ceux qui sont liés à la famille et au logement. Ainsi, tous les ménages avec au moins deux enfants reçoivent les allocations familiales sans condition de ressources. Les ménages qui élèvent au moins trois enfants de plus de trois ans reçoivent une allocation supplémentaire sous condition de ressources (complément familial). D'autre part, les enfants de moins de trois ans ouvrent droit à l'allocation pour jeune enfant sous les mêmes conditions de ressources. Enfin, une allocation de rentrée scolaire est versée sous condition de ressources. Nous excluons l allocation parentale d'éducation. Les ménages qui louent leur logement (ou qui le possèdent mais remboursent des intérêts) ont droit à une aide qui dépend de leur revenu imposable à un taux marginal décroissant en fonction de la composition familiale et du montant du loyer sous divers seuils (allocation logement) 12. Lorsque le revenu n est pas imposable et que le loyer est en dessous du plafond, la subvention représente 90% du loyer. Une aide distincte s'applique aux logements du secteur public (aide personnalisée au logement) mais nous l assimilons à l allocation logement parce que nos données ne nous permettent pas de distinguer le logement public du logement privé. Tous ces transferts sont compris dans les ressources du ménage pour déterminer le droit au RMI mais l'allocation logement reçoit un traitement particulier. Si un ménage est propriétaire de son logement, on ajoute à ses revenus un montant forfaitaire (F). Le même montant est pris en compte pour les ménages qui perçoivent l'allocation logement : si ce montant est inférieur au transfert effectif (AL), la quantité (AL F) n est pas prise en compte pour évaluer le droit au RMI et vient s ajouter au seuil garanti. Ce système complexe donne lieu à un profil de revenus disponibles en fonction du revenu primaire (ici le salaire) caractéristique. Rappelons que nous adoptons une perspective de long terme en faisant abstraction despériodes transitoires, qui peuvent rendre l'emploi plus intéressant financièrement sur le court terme mais ont aussi des effets incertains sur les comportements, en raison de la mauvaise maîtrise de règles complexes par les bénéficiaires. Sous un seuil de revenu T, fonction de la composition familiale, le taux marginal d imposition effectif est de 100%, ce qui signifie que les ressources restent à T + (AL - F) pour les ménages bénéficiaires de l'allocation logement et T - F pour les autres ménages, quel que soit le montant du revenu Figure A Revenu du travail et revenu disponible : personne seule sans allocation logement Revenu disponible Revenu salarial du ménage 12 Le revenu imposable est celui de l'année précédente, ce que nous ne prenons pas en compte dans ce qui suit, et qui revient à imposer une stationnarité des flux de revenus cohérente avec notre perspective de long terme. 14\n15 travail et revenu disponible primaire. Lorsque les revenus du travail atteignent le seuil T - F 13, le taux marginal d'imposition effectif se met à dépendre de la structure de l'impôt sur le revenu ainsi que des transferts sous condition de ressources liés à la famille et au logement. La figure A décrit le revenu primaire du travail et le revenu disponible qui en résulte pour une personne seule ne percevant pas l'allocation logement 14. Son revenu garanti est de 2 137,89 francs par mois (moins que la moitié du Smic net), soit le seuil du RMI, 2 429,42 francs, moins le forfait logement. Les revenus plus élevés sont taxés à un taux marginal d'environ 8%. À l'autre extrémité du spectre, on peut prendre l'exemple d'un couple avec trois enfants, dont un de moins de trois ans, qui perçoit l'allocation logement (figure B). Ses ressources excèdent francs au RMI (le seuil garanti est de 6 073,55 francs, auquel s'ajoute l'allocation logement moins le forfait). La sortie du RMI s'effectue dès que les revenus du travail atteignent 2 759,37 francs, parce qu'en y ajoutant les transferts liés à la famille comptés dans les ressources on atteint le seuil du RMI. Le salaire à partir duquel le gain à l emploi est strictement positif est donc, dans certains cas, très inférieur aux ressources disponibles au RMI. Ceci n était pas vrai dans l exemple précédent parce que la personne ne disposait pas de prestations familiales. Pour les revenus légèrement supérieurs à francs, le revenu disponible baisse légèrement car les personnes n ayant plus droit au RMI, leur revenu devient imposable : le montant de l allocation logement (qui dépend du revenu imposable) est soudainement réduit, dans une proportion supérieure à la hausse de revenu salarial. À mesure que le salaire s élève, cet effet est compensé par la hausse du revenu salarial. Le taux d imposition marginal implicite du salaire est ensuite de l ordre de 30%. Ce taux est lié à l importance des aides familiales sous condition de ressources, versées à ce type de ménage : celles-ci diminuent à mesure que le revenu primaire augmente, si bien que chaque franc supplémentaire de salaire ne se traduit pas par un franc supplémentaire de revenu disponible. Le système d'aide sociale français impose donc des taux marginaux d'imposition sur les revenus du travail qui sont élevés jusqu'à 100% et localement l'infini en raison de l'accumulation de transferts différentiels et sous condition de ressources. Ce point a été souvent souligné et la discussion de ses effets désincitatifs sur l'offre de travail est vive. Cependant, bien qu'il soit utile de connaître l'ensemble du profil des taux d'imposition marginaux effectifs, il faut souligner que l'accès à l'emploi est un phénomène discontinu par nature, si bien que certains points sur les figures A et B sont sans doute plus pertinents que d'autres. Un objectif de ce travail est précisément de repérer les points qui sont pertinents pour les bénéficiaires du RMI, afin de comparer leurs ressources en ce point avec leurs ressources au RMI. Figure B Revenu du travail et revenu disponible : couple avec trois enfants et allocation logement Revenu disponible Revenu salarial du ménage 13 On ne retient toutefois pas le forfait logement pour les personnes sans logement ou dans un logement insalubre. 14 Les barèmes utilisés dans l'ensemble de ce texte sont tirés du Barème social périodique\n16 Le tableau 3 détaille les gains financiers potentiels associés à l emploi par rapport aux revenus disponibles décrits dans le tableau 2. On constate d abord que, pour 74% des ménages bénéficiaires du RMI, le gain financier que nous estimons est positif : ces ménages verraient leur revenu disponible augmenter s ils occupaient un emploi, même passé le bénéfice de l intéressement. La figure 2 présente la distribution de ces gains. Un petit groupe de ménages (environ 3%), connaîtrait une perte nette : ceux-ci se trouvent dans la situation paradoxale où leur nouveau salaire, en les faisant sortir du RMI, réduit l allocation logement plus qu il n augmente leur revenu par ailleurs. Une forte concentration se situe en zéro : ces ménages ont un salaire très faible et ils continuent de bénéficier du RMI en complément, si bien que leur revenu disponible n est pas affecté. Ensuite, vient une large fourchette de gains positifs, les gains les plus faibles étant les plus fréquents. Tableau 3 Augmentation du revenu disponible mensuel par rapport au RMI en fonction du type de salaire affecté au ménage Proportion de gains positifs Accroissement du revenu disponible en cas de gain positif Moyenne Médiane Salaire potentiel affecté à un seul membre du ménage Salaire observé sur la population en emploi Salaire potentiel affecté à chacun des membres du ménage Salaire potentiel affecté à chacun des membres du ménage (ménages en couple seulement) Smic à temps plein affecté à un membre du ménage 74% % % % % Source : Enquête sur les sortants du RMI, calculs des auteurs. Le calcul faisant intervenir des tirages aléatoires, les chiffres pourraient être très légèrement différents pour un autre tirage que celui utilisé ici. Le tableau 3 précise la distribution des gains positifs. Le gain est en moyenne de francs environ, avec une médiane à environ, ce qui traduit la concentration vers les valeurs faibles. Ajoutons qu un quart gagne moins de 600 francs, mais un quart gagne plus de francs. Rapporté à leur revenu au RMI, ce gain représente 63% en moyenne mais la médiane est à 37% : la moitié des ménages qui gagneraient financièrement à occuper un emploi, verraient donc leur revenu disponible augmenter de plus d un tiers. Lorsque nous examinons la population des bénéficiaires du RMI en décembre 1996, occupant effectivement un emploi en janvier 1998, les résultats ne sont pas différents, bien que leurs salaires effectifs soient légèrement plus élevés que les salaires potentiels que nous estimons pour le reste de la population : pour 72%, le revenu disponible du ménage augmente et la moyenne des gains nets positifs est un peu supérieure à francs. Cela tient au fait qu ils sont plus souvent en couple ou à charge de famille et ont par conséquent des revenus au RMI 16\n17 Figure 2 Distribution des variations de revenu disponible associées à l emploi également plus élevés que la moyenne. À composition du ménage identique, en revanche, leurs gains nets à occuper un emploi sont un peu plus élevés que ceux des ménages observés sans emploi. Jusqu ici, nous avons supposé dans les simulations que seul l un des membres du couple éventuel travaillait. Rien n empêche d examiner ce qui se passe si les deux membres travaillent. Les résultats ne sont pas très fortement affectés par cette variation, essentiellement parce que les couples constituent une minorité des bénéficiaires du RMI. Au demeurant, le deuxième salaire que nous ajoutons est le plus faible des deux, généralement celui de la femme. Ainsi, 79% des ménages connaîtraient un gain financier dans ce cas et la moyenne des gains positifs est portée à francs, avec une médiane à 1 700, ce qui représente une augmentation de 400 à 500 francs environ par rapport au cas précédent. De manière à permettre un rapprochement avec les études par cas type, nous avons également affecté à chaque ménage un Smic à temps plein, sans aucune référence cette fois à nos estimations de la structure des salaires. Le gain financier est alors positif pour tous les ménages : le gain moyen et le gain médian sont de francs, un résultat nettement différent de celui que nous obtenons sur la base des simulations, ce qui souligne le rôle du travail à temps partiel dans des simulations réalistes. IV. DES GAINS PLUS FAIBLES POUR LES FEMMES SEULES AVEC DES ENFANTS Dans la présentation d ensemble ci-dessus, nous avons mêlé tous les types de ménages. Or les montants des transferts, avec ou sans RMI, dépendent principalement de la composition du ménage. Ainsi, certains ménages ont des positions extrêmes à l intérieur de la distribution des gains financiers (voir tableau 4). Les personnes isolées, qui élèvent seules leurs enfants (à 95% des femmes), sont dans la situation la moins favorable à l égard de l emploi. On simule 17\n18 un gain positif pour une minorité seulement (43% des femmes avec enfants) et les montants des gains sont modestes 15 (moins de francs pour la moitié d entre elles). En effet, ces femmes jeunes et peu diplômées se trouvent dans le bas de la distribution des salaires potentiels. Mais la présence d enfants leur assure des prestations au RMI plus élevées que la moyenne : cette conjonction les place dans la situation la plus défavorable en termes de gain à l emploi. Il faut ajouter que ces ménages sont précisément ceux pour lesquels la garde des enfants constitue un obstacle majeur à l exercice d une activité, notamment si les horaires de travail sont atypiques. Naturellement, leur situation est pour une large part imputable au travail à temps partiel. Si on affectait à toutes ces personnes un salaire au Smic à temps plein, 96% d entre elles connaîtraient un gain financier et leur gain médian doublerait. Tableau 4 Augmentation du revenu disponible mensuel par rapport au RMI (Décomposition par ménage) Salaire potentiel affecté à un seul membre du ménage Proportion de gains positifs Accroissement du revenu disponible en cas de gain positif Moyenne Médiane Seul sans enfant 85% Seul avec un enfant 37% Seul avec deux enfants 46% Seul avec plus de deux enfants 66% Couple sans enfant 61% Couple avec un enfant 66% Couple avec deux enfants 73% Couple avec plus de deux enfants 89% Mères isolées 43% Ensemble des ménages 74% Smic à temps plein affecté à un membre du ménage Proportion de gains positifs Accroissement du revenu disponible en cas de gain positif Moyenne Médiane Seul sans enfant 100% Seul avec un enfant 100% Seul avec deux enfants 99% Seul avec plus de deux enfants 98% Couple sans enfant 100% Couple avec un enfant 98% Couple avec deux enfants 98% Couple avec plus de deux enfants 99% Ensemble des ménages 100% Source : Enquête sur les sortants du RMI, calculs des auteurs. Le calcul faisant intervenir des tirages aléatoires, les chiffres pourraient être très légèrement différents pour un autre tirage que celui utilisé ici. 15 Une partie des femmes avec de jeunes enfants touchent l allocation de parent isolé (API) et le même résultat s applique également à celles-ci (voir Gurgand, Margolis, 2000). 18\n19 À l autre extrémité du spectre, on trouve les personnes isolées sans enfants, lesquelles représentent plus de la moitié des ménages bénéficiant du RMI : 85% d entre elles verraient leur revenu augmenter (au lieu de 74% pour l ensemble des ménages vivant du RMI) et leur gain médian s élèverait à francs. Il y a deux raisons à leur position : ce sont plus souvent des hommes que des femmes, aussi leurs salaires potentiels sont-ils plus élevés que la moyenne. En revanche, leurs revenus au RMI sont les plus faibles puisqu ils sont seuls et sans personne à charge. Le tableau 4 fait enfin apparaître un mécanisme intéressant : les gains diminuent puis augmentent avec le nombre d enfants. La diminution tient au fait que les transferts perçus par les ménages sans enfants sont relativement faibles, si bien que leur gain à l emploi est élevé. Mais ensuite, les transferts supplémentaires perçus par les salariés au titre des allocations familiales, du complément familial et de l allocation pour jeune enfant deviennent plus importants que l accroissement du barème du RMI, à mesure que le nombre d enfants s élève. C est ce qui explique notamment les gains à l emploi importants des couples avec au moins trois enfants. V. HÉTÉROGÉNÉITÉ INDIVIDUELLE ET DÉPENDANCE D ÉTAT Les calculs présentés jusqu ici font apparaître qu un quart des ménages ne connaîtraient pas de gain financier en emploi à long terme, c est-à-dire s ils conservaient le salaire qu on leur affecte, une fois passée la période de variation des revenus transitoires, intéressement compris. Cette proportion est identique pour les ménages que nous observons effectivement en emploi : cela signifie-t-il que toutes ces personnes sont prêtes à travailler même si elles n y trouvent aucun gain financier? En fait, il est possible que si des emplois faiblement payés sont malgré tout occupés dans nos données, c est partiellement en raison du mécanisme d intéressement qui permet (en 1998) de cumuler une partie du RMI avec le revenu salarial pendant les 750 premières heures de travail. Ceci est particulièrement vraisemblable pour les personnes observées en CES, puisque la limite de durée est dans ce cas levée et l intéressement maintenu pendant tout le temps du contrat. Par conséquent, le fait que ces personnes en emploi dans nos données ne connaissent aucune hausse de revenu disponible d après nos calculs, ne doit pas s interpréter en termes de comportements effectifs. En effet, le revenu disponible à long terme, que nous simulons, ne se confond pas avec le revenu effectivement perçu par les ménages au jour de l enquête (et qu il est difficile de reconstituer avec précision). Cette observation doit conduire à s interroger sur la nature de la simulation que nous proposons. Les emplois en CES qui pèsent fortement sur la distribution des salaires étant toujours assortis de l intéressement, quel sens cela a-t-il de construire un revenu «de long terme» sur la base de ce type d emploi? De fait, si on supprimait ces emplois dans l estimation de la structure des salaires, c est-à-dire si on imaginait d autres potentialités d emploi, davantage liées au secteur privé, on obtiendrait des résultats sensiblement différents : la proportion de gains nets positifs passerait de 74 à 79% et la moyenne des gains nets positifs de à francs par mois. Or cette difficulté, qui est particulièrement visible dans le cas des CES, s étend en fait à tous les emplois. Supposons en effet que certaines structures de salaires, celles que l on observe empiriquement sur la population des bénéficiaires du RMI, soient fréquemment associées à certains types d emplois, instables ou de courte durée. Alors il peut être artificiel de construire des revenus de long terme sur la base d emplois qui ne perdurent que rarement. 19\n20 La démarche à adopter dépend de l interprétation donnée au fait que la population des bénéficiaires du RMI de décembre 1996, que nous observons en emploi un an plus tard, perçoit des salaires particulièrement faibles. Cela peut provenir du fait que ces personnes ont dans l ensemble certaines caractéristiques intrinsèques qui les rendent peu productives aux yeux des éventuels employeurs. On parle alors d hétérogénéité individuelle et, même si elles s inséraient durablement sur le marché du travail, ces personnes continueraient de toucher des salaires plus faibles que le reste de la population. La simulation que nous proposons est alors pertinente. À l autre extrême, on peut supposer que les salaires que ces individus parviennent à obtenir sont faibles en raison de leur situation du moment, défaut d expérience professionnelle, stigmatisation des bénéficiaires du RMI par les employeurs, etc. On parle alors de dépendance d état. Dans ce cas, ceux qui se trouveraient en emploi stable à l issue d un processus d insertion, n auraient pas des salaires différents de ceux de l ensemble de la population. Nous ne cherchons pas dans cet article à distinguer la contribution de ces différents mécanismes, ce que nos données ne nous permettent pas de faire. Mais les estimations sur la base de l enquête «RMI» sont pertinentes si l hétérogénéité individuelle est en œuvre. À l inverse, une estimation sur la base des salaires de l ensemble des salariés, ensuite appliqués à la population des personnes au RMI, pourrait permettre de construire les revenus de long terme qui ont un sens si seule joue la dépendance d état. En ce sens, les simulations que nous avons présentées plus haut et celles qui vont suivre, permettent en quelque sorte d encadrer ce que pourraient être les salaires à long terme d une population de bénéficiaires du RMI en supposant que ces derniers soient durablement en emploi. VI. SIMULATION À PARTIR DE L ENQUÊTE «EMPLOI» : UNE «BORNE HAUTE» DES GAINS Nous utilisons l échantillon représentatif de la population française métropolitaine fourni par l enquête «Emploi» de 1998 (voir encadré 1) pour estimer la structure des salaires, indépendamment de l appartenance ou non à la population des bénéficiaires du RMI. Nous affectons ensuite ces salaires à l échantillon de l enquête «RMI» que nous avons utilisé jusqu ici, de manière à décrire leurs gains en emploi, non plus avec les salaires observés sur cette souspopulation, mais si ces personnes touchaient les salaires caractéristiques de l ensemble de la population d âge, de sexe et d éducation comparables. Les données plus riches de l enquête «Emploi» nous permettent d estimer plus finement la structure des salaires en distinguant le salaire horaire et le temps de travail hebdomadaire (voir encadré 2). Nous ne détaillons pas les résultats de la prise en compte des biais de sélection 16. Indiquons simplement que la valeur des coefficients qui mesurent la sélection est faible, sauf pour le taux de salaire des femmes : les éléments non observés qui augmentent leur probabilité d emploi augmentent également leur salaire horaire. Le tableau 5 présente les effets des caractéristiques observées sur la structure des salaires et des heures de travail. Dans l ensemble, les coefficients sont très significatifs et les résultats sont sans surprise. Le niveau de salaire s élève avec l éducation et bien que notre spécification avec l âge et l âge de fin 16 Des résultats détaillés pour les années 1994 à 1996 sont présentés par Gurgand, Margolis (2000) avec une analyse précise de l interprétation des coefficients. Les résultats pour 1998 sont peu différents. 20


Sommet Russie-Afrique 2022 : Trois pays africains se battent pour l’organisation – NetAfrique.net\n09:58: vendredi novembre 12, 2021\nSommet Russie-Afrique 2022 : Trois pays africains se battent pour l’organisation\nLes organisateurs de la future conférence Russie-Afrique sont déçus des guerres d’egos que se livrent des dirigeants africains en vue d’accueillir cette rencontre sur leur territoire. C’est ce que fait savoir le confrère Africa Intelligence du mercredi 20 octobre dernier.\nAprès le sommet Russie-Afrique de Sochi tenu en 2019, celui de novembre 2022, initialement prévu en Afrique, pourrait finalement se tenir à Saint Petersbourg. Et pour cause, les pays retenus aux termes de la présélection de Oleg Ezerov, l’ambassadeur russe chargé de la préparation de l’événement, se livrent une véritable guerre. Ce sont le Sénégal, l’Éthiopie, l’Égypte et l’Afrique du Sud qui se disputent les faveurs de Moscou en vue d’être l’heureux gagnant.\nCyril Ramaphosa, Félix Tshisekedi et Macky Sall sont chargés de trouver une position commune. Mais Cyril Ramaphosa et Macky Sall sont candidats pour l’organisation de cet événement. Pour ce faire, Ozerov et Mikhaïl Bogdanov, conseillé Afrique Moyen Orient de Vladimir Poutine comptent recommander au Président russe, de tenir ce sommet à Saint Petersbourg.\nPartagesTweetDans son dernier roman, l’ethnopsychiatre Tobie Nathan s’aventure dans le monde ubuesque du capitaine Moussa Dadis Camara qui régna sur…\nPartagesTweet La Direction Générale des Affaires Immobilières et de l’Equipement de l‘État (DGAIE), a commencé ce lundi 29 juin 2020…\nYopougon: Une étudiante se jette du 4e étage d’un immeuble\nPartagesTweetLe pire vient d’être évité pour Michelle Léby, étudiante en première année de pharmacie. Elle avait voulu se donner la…\nPartagesTweetSurnommé le « meurtrier de l’I-95 », le tueur en série de 57 ans a été exécuté par injection létale en Floride…


Quel mors doux choisir ? | Usinage\nQuel mors doux choisir ?\nCa y ai j'ai décidé de franchir un cap et de m'attaquer a l'alésage de pièce, il me faut pour mon tour des mors doux, j'ai donc bien lu et relu et re relu la méthode de mise an place des mors et de leur usinages mais il se pose un problème a savoir quel mors faut-il prendre pour mon ml400 ?\nSur les différents site j'ai trouvé pour un mandrin en 100mm 2 type de mors a savoir un dit standard et un dit tos, je n'ai pas trouver de cote pour les mors donc difficile de voir s'ils conviennent a mon tour ou non\nEst-ce ceux la:\nJ'ai plus l'impression qu'il s'agirait des 1ers, non ?\nil faut les cotes qui sont sur ce plan\nil y a sur le cote droit du tableau différant type de mandrin , l'important c'est de trouver les mors qui correspondent à ton mandrin\nPetite précision : des mors doux sont "usinables" car en acier ordinaire ,les autres sont "trempés" ,très durs, donc inusinables .\nPoour ceuw qui debute, comme moi, quelle est l'utilité des mords doux ??\nJe pense qu'ils sont usiné à un certain diamètre correspondant à celui de la pièce à usiner afin de la pincer sur toute la largeur des mors.\nComme on les tourne au Ø exact de la pièce à usiner, celle-ci tournera parfaitement "rond"; et la pièce à usiner ne sera pas marquée par les mors durs. En plus, elle sera serrée sur une plus grande surface.\nNe pas oublier de serrer un morceau de matière en retrait dans le mandrin lors du tournage au Ø désiré.\nJe n'ai toujours pas réussi a trouver les bon mors, au catalogue otelo il n'y a pas moins de 3 modèles se ressemblant tous plus ou moins et fait pour des mandrin de 100m, il ne sont pas a la même ref ni au même prix et comme il n'y a pas de cote pour les mors je n'ose pas m'aventurer.\nc'est pour respecter une parfaite coaxialité lors de l'usinage d'une pièce.\nelle de l'ordre de 0.02 avec les mors doux et bien supérieure avec les mords durs.\nen résumé si tu as une coaxialité à respecter, il est préférable d'utiliser des mords doux, et comme il a été signaler il faut les usiner ( aléser au bon diamètre).\ntu peux aléser les 1 et les 2ème, mais pas touche aux 3eme se sont des mors durs ( trempés)\nJ'aimerais moi aussi m'approvisionner un jeu de mors doux pour un mandrin de 100mm.\nEst-ce-qu'il existe une standardisation des épaisseurs de mors, des rainures,... en fonction du diamètre du mandrin...?\nMes mors actuels resemblent très fort aux n°3, mais comment en être sûr...\nPetit coup de lime sur une arête non fonctionnelle. Si ça glisse sans accrocher, c'est trempé.\nEgalement coloration foncée dans les parties non rectifiées = trempé quasi à coup sûr.\nOu aussi un essai avec la pointe à tracer en HSS.\nC'est la réponse à quelle question ???\nExcuse-moi, Wika !\nIl était demandé "comment savoir si les mors en question sont trempés ou non"\nSory alors ...j'ai loupé cette question là...\nJ''étais focalisé sur celle qui demandait où trouver des mors doux et comment être sûr de commander les bons...\nDans les mandrins, à peu près rien n'est standardisé. Il faut absolument commander des mors doux de la marque de ton mandrin sinon tu peux être sûr que tes mors n'entrerons pas. Ensuite il faut bloquer les mors lors du tournage soit avec une bague soit avec un appareil spécial prévu pour cela. Pour avoir la meilleure précision il faut tourner les mors au diamètre exact de la pièce à usiner. Si tu comprend mal je te ferai quelques photos\nOK clair ... Merci\nJe vais faire un tour chez RCM la semaine prochaine. Je prendrais mes mors avec.\nN'oublies pas pat.\nLes plus doux sont en duvet d'oies venant du commerce équitable bien-sûr!!\nFinalement, c'est pas chez RCM qu'on va aller, mais chez HBM...\nComment dit-on mors doux en anglais...???\n1 679 822


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François Var - Base de données des députés français depuis 1789 - Assemblée nationale\nNé le 26 février 1888 à Ussel (Corrèze - France)\nDécédé le 15 juillet 1972 à Ussel (Corrèze - France)\nVAR (François, Antoine, Jean)\nNé le 26 février 1888 à Ussel (Corrèze)\nDécédé le 15 juillet 1972 à Ussel\nDéputé de la Corrèze de 1958 à 1967\nFils d’un notaire – Jules Albert Var – et de son épouse, Magdelaine Chassagnard, François Var, élevé dans la religion catholique, suit des études secondaires aux lycées de Clermont-Ferrand et de Tulle, puis des études de droit à la Faculté de Paris. Ayant obtenu une licence, il s’inscrit comme avocat au barreau d’Ussel, en avril 1910 où il exerce jusqu’à son élection à la députation en novembre 1958.\nFrançois Var, de la classe 1908, avait devancé l’appel en 1906 en s’engageant. Huit ans plus tard, lors du déclenchement de la première guerre mondiale, il est mobilisé comme caporal en août 1914 et combat dans l’infanterie. Intégré dans le 43ème bataillon de tirailleurs sénégalais, il est démobilisé avec le grade de capitaine. Décoré de la médaille militaire, de la croix de guerre avec sept citations pour trois blessures, il sera fait officier de la Légion d’honneur à titre militaire. Durant cette période, il s’est marié, le 14 mars 1918, à Marthe Parquet, née le 24 novembre 1896, sans profession, qui lui donne une fille, Nadine.\nDe retour à la vie civile, François Var est élu conseiller municipal d’Ussel le 30 novembre 1919, puis conseiller d’arrondissement radical-socialiste en 1922 (jusqu’en 1928). Mais, il adhère à la SFIO et se fait présenter en juillet 1925 comme candidat de ce parti au Conseil général dans le canton d’Ussel. Il est élu à l’Assemblée départementale en octobre 1931, dans le canton de Tulle. A Ussel, sa situation reste longtemps discutée et il est souvent conduit à démissionner pour revenir devant ses électeurs. Il siège comme conseiller municipal jusqu’au 21 mai 1925. Démissionnaire, il est réélu immédiatement et reconduit aux élections municipales de 1929. Il démissionne de nouveau le 22 mai 1933, et est réélu conseiller municipal, le 25 novembre 1934 sur une liste d’unité d’action ouvrière et paysanne rassemblant 10 communistes et 13 socialistes. Il est alors désigné maire de sa ville natale le 1er décembre 1934 et conserve ce mandat jusqu’en mars 1965 ; non sans incidents toutefois. Ainsi, en janvier 1939, devant faire face à une violente campagne de « calomnies et d’accusations mensongères » des communistes, les élus socialistes démissionnent de nouveau. Au terme d’une campagne animée, ils sont réélus le 12 février avec une moyenne de 821 suffrages, les communistes obtenant une moyenne de 322 voix, et la droite 304.\nFrançois Var représente la SFIO aux élections législatives d’avril 1936 dans la circonscription d'Ussel. Il obtient 3 458 voix sur 15 746 inscrits et se désiste donc au second tour en faveur du communiste Marius Vazeilles qui est élu. Il est encore candidat socialiste aux élections sénatoriales de 1938 et appartient en 1939 au bureau de la Fédération socialiste SFIO de la Corrèze.\nDurant la seconde guerre mondiale, François Var conserve sa mairie, étant maintenu par le gouvernement de Vichy. Il est néanmoins arrêté par la Gestapo en juin 1943 et interné politique à Fresnes jusqu’au 29 septembre de cette même année. Réinstallé dans sa mairie à son retour, il est l’objet d’enquêtes de police, à la suite de dénonciations, car soupçonné d’aider les maquis de la région d’Ussel. L’enquête se révèle négative et François Var est maintenu jusqu’à la Libération.\nPour avoir reçu le maréchal Pétain lors de sa venue à Ussel et être resté maire durant l’Occupation, la commission de contrôle de la fédération SFIO de la Corrèze prive Var, le 16 février 1945, « de toute délégation du parti pour un an ». Cette sanction est ramenée à un blâme par les responsables du parti le 25 avril et il est désigné comme tête de liste socialiste-MLN aux élections municipales d’avril-mai 1945, opposé à une liste alliant le Parti communiste et le MRP. Réélu maire en mai 1945, il conserve son mandat en 1947, 1953 et 1959. Aux élections cantonales de septembre 1945, il retrouve son siège de conseiller général (et le conserve jusqu’en septembre 1967, année où il ne se représenta pas). En 1955, il est désigné vice-président de la commission départementale. Mais il ne figure sur aucune liste socialiste pour les élections législatives successives de la IVème République.\nEn novembre 1958, avec le retour au scrutin de liste, le maire d’Ussel est désigné comme candidat aux élections législatives par son parti et fait campagne dans la troisième circonscription de la Corrèze. Il s’est prononcé en faveur de la Constitution et dans sa profession de foi salue l’action de Guy Mollet et se dit heureux que le pays bénéficie dans cette phase difficile « du prestige et de l’autorité d’un grand Français, le général de Gaulle » qui a évité une « guerre fratricide qui eut été une catastrophe nationale ». Il dit partager le « désir de voir remettre de l’ordre dans la maison France » les « luttes parlementaires stériles ou la conjugaison des égoïsmes, des ambitions des exploiteurs professionnels du désordre et de la misère, provoquaient à tout propos des crises ministérielles ». Il ne fait aucune allusion aux événements algériens. Au premier tour, il se situe en seconde position, avec 7 599 suffrages sur 47 840 inscrits et 36 446 exprimés. Il arrive derrière le communiste Jean-Pierre Delpy (11 328 voix), mais devance l’ancien député socialiste du Front Populaire, Charles Spinasse (5 360 voix) et trois autres candidats (le candidat de droite le mieux placé obtenant 6 202 suffrages). Var bénéficie du retrait des quatre autres candidats non communistes et emporte l’élection, au second tour, par 20 207 voix contre 14 966 à son rival communiste, après avoir opposé « l’esprit de liberté » à la dictature.\nVar accède au Parlement, deuxième député socialiste du département au côté de Jean Montalat, alors que nationalement la plupart des députés socialistes sortants sont battus. Il siège à la Commission des lois constitutionnelles, de la législation et de l’administration générale de la République et à la Commission spéciale du règlement. Il intervient plusieurs fois à la tribune à partir de la fin 1959. En ces temps de restrictions budgétaires, il demande le maintien de l’exonération accordée aux mutuelles agricoles par la loi du 4 juillet 1900 et surtout intervient pour revendiquer des réparations après les inondations en Corrèze. Enfin, il soutient une question orale de Montalat sur l’aide aux départements du Centre, traçant alors un tableau très sombre de la « situation tragique de la Corrèze », puis dans la discussion du projet de loi sur le IVème plan, il demande l’installation d’une partie des forces rapatriées d’Algérie dans le département.\nLe 28 octobre 1962, avec l’ensemble du groupe socialiste, Var vote contre le gouvernement Pompidou, contribuant à le renverser. Dans la campagne électorale, il soutient le contre-projet de l’opposition proposant un gouvernement de législature, prône la nécessité de la stabilité ministérielle et d’un État fort, mais refuse ce qu’il estime être la suppression du contrôle parlementaire et la force de frappe gaulliste. Var est réélu plus difficilement qu’à l’élection précédente. Au premier tour, il obtient 9 912 voix, se plaçant devant le candidat de droite, Jean Lachad (9 213 voix), mais derrière le communiste Georges Emon (11 548). Il l’emporte au second tour, avec 15 986 suffrages contre 15 106 au candidat communiste. La bipolarisation croissante fragilise sa position – entre la majorité qui a lancé une offensive sur le Limousin en envoyant de jeunes hommes comme Jacques Chirac et Georges Duhamel et un parti communiste toujours très actif dans la région. Durant la législature, Var est reconduit régulièrement à la Commission des lois constitutionnelles, de la législation et de l’administration générale de la République. Il dépose une proposition de loi relative à la vente des objets abandonnés chez les ouvriers et les industriels et prend une dizaine de fois la parole. La moitié de ses interventions sont de caractère local, généralement pour dénoncer la « grande misère des collectivités locales » et plus particulièrement l’insuffisance des crédits alloués à la Corrèze ou au Massif Central, ou pour défendre encore le camp militaire de la Courtine. Mais, il intervient aussi dans le débat du projet de loi portant amnistie, sur la valeur des terrains, sur la crise de recrutement des magistrats, consécutive à la réforme de 1958, dénonçant par ailleurs à cette occasion le manque de tribunaux dans certaines régions. Enfin, il est rapporteur pour avis du projet de loi relatif à l’affiliation de certains avocats d’Algérie à la caisse nationale du barreau français, présentant un rapport favorable. À l’Assemblée, il est vice-président du groupe parlementaire de la chasse et de la pêche.\nCandidat à sa reconduction aux élections municipales de 1965, il se retire après le premier tour, car en ballottage défavorable, la mairie étant emportée par le futur suppléant de Jacques Chirac, Henri Belcour. Il ne se représente pas aux élections législatives de 1967 et invite au second tour ses électeurs à voter pour le candidat communiste qui est battu par Jacques Chirac. À la fin de l’année il ne se représente pas aux élections cantonales et, entré dans sa quatre-vingtième année, n’a plus désormais de mandats électifs, ni semble-t-il d’activité.\nFrançois Var meurt le 15 juillet 1972 à Ussel.


Neovia Retraite : Comment bien préparer sa retraite ? Article de 2015\nNeovia Retraite / Actualités / Comment bien préparer sa retraite ? Article de presse 2015\nNotre Consultant retraite de la région PACA, répond à une interview pour le CER France Provence dans le Journal du Chef d’entreprise. Le sujet du mois : « Comment bien préparer sa retraite ? ».\nlundi 14 décembre 15


Par Serge Bressan - Lagrandeparade.fr / Tout est dans le titre : « Opéraporno », c’est la rencontre de l’opéra, du moins l’opérette, et le porno (soft) lors d’un week-end familial à la campagne. Partant du principe que dépassé les bornes, il n’y a plus de limites, on a là une pièce qui bouscule allègrement les tabous.\nPrintemps des Comédiens 2018 : une « Fête de l’Esprit et du Sensible »\nPar Julie Cadilhac - Lagrandeparade.fr/ Si la saison a pour l'instant la fraîcheur d'une grenouille et que les bourgeonnements prometteurs tardent à venir, le programme du Printemps des Comédiens, lui, est bien paru, tangible et propre à enthousiasmer les amateurs de culture de tous bords. Les éloges n’ont déjà pas tari dans la presse nationale et locale…\nIthaque (Notre Odyssée 1) : le naufrage d’Ulysse\nPar Imane Akalay - Lagrandeparade.fr/ La création de Christiane Jatahy mise surtout sur la mise en scène spectaculaire. Il eut mieux valu qu’elle se limite donc au travail scénographique et ne tente pas de raconter une histoire.\nTrop tout : un one-woman-show débordant de vitalité\nPar Delphine Caudal - Lagrandeparade.fr/ On nous parle de cette normalité, mais qu’est-ce donc, au juste, « être normal » ? Rentrer dans une petite boîte et faire des enfants qui rentreront à leur tour dans des petites boîtes… ? Trop petit, trop grand, trop rond, trop maigre, les sentiments d’infériorité, d’anormalité sont bien courants et ne s’assument que très rarement… Mais Nadine Charvolin explose les complexes, les décrypte, les soumet au jugement de public avec une assurance épatante. Il s’agit d’une confession piquante et humoristique, menée par une femme forte qui ose, défie les clichés avec beaucoup de bon sens et une admirable intelligence humaine.\nPar Julie Cadilhac - Lagrandeparade.fr/ Après ses pièces de Vent, "Vortex" et "L’après-midi d’un foehn", après sa pièce de Glace, "P.P.P." et sa pièce de l'Eau et de la Vapeur "Belle d’Hier", Phia Ménard revient à une pièce du Vent, "Les Os Noirs".\nMoi Papa ? : les déboires hilarants d'un papa débordé\nPar Delphine Caudal - Lagrandeparade.fr/ Des questions sur la paternité… ? Arthur Jugnot, sur un texte de Bjarni Haukur Thorsson, est l’artiste qui a décidé de rendre service aux futurs parents.\nGatane Live Therapy : de la musique et du rire pour soigner tous les maux\nPing Pong : " Nous ne savons jamais si nous ne sommes pas en train de manquer notre vie."\nLa loi de l’amphore : une comédie sympathique au troubadour désopilant\nLe Lion dans la Cage : une autobiographie touchante !


Lady Waterloo: Cachez ces pesticides qui nous empoisonnent.\nLe round-up d'un agriculteur du coin avait débordé sur le potager de sa voisine en tuant ses pommes de terre. Elle s'est plainte et s'est entendu répondre: la terre, c'est comme les gens, faut la soigner.\nJ'ai dans ma rue la ferme d'un maraîcher bio, je le connais bien, nos enfants jouaient ensemble et j'ai vu son exploitation prospérer depuis bientôt 30 ans.\nC'est un travail de titan d'entretenir ses champs sans aucun pesticide ni engrais autre que naturel et il a beaucoup de mal a recruter du personnel car le travail est fort ingrat. Les prix évidemment s'en ressentent et je n'achète pas tout chez lui car le budget ne suivrait pas mais c'est très encourageant de voir que la clientèle suit et pas seulement les bobos du marché des Batignoles.\nPour autant cela ne concerne que quelques exploitants, le gros des agriculteurs continue à nous empoisonner avec des produits chimiques mais j'ai quand même l'impression qu'il y a un réveil de ce côté là. C'est un peu comme le tabac, il y a quelques décennies tout le monde fumait (il n'y a qu'à voir les vieux films ou émissions de télé tournées dans une fumée épaisse) car on n'était pas au courant des méfaits du tabagisme. A l'heure actuelle les gens sont au courant et cela a pas mal freiné, du moins ils fument en tout état de connaissance.\nCela fera peut-être la même chose avec une nouvelle génération d'agriculteurs.\n17 juin 2015 à 11:34\nIl y a deux sortes de pesticides, ceux vendus dans le commerce pour Mr Toutlemonde et ceux réservés aux agriculteurs. Ceux de M Toulemonde ne servent plus à rien: énervée par des plantes rebelles, j'ai essayé le fameux round machin dessus... Niet, rien, les plantes n'ont pas sourcillé. Mon voisin agriculteur m'a mise au jus: en fait nous n'avons plus le Roundup dévastateur car il ne marche plus, on continue à le vendre car il rapporte. Le seul efficace n'est pas en vente libre mais réservé à l'agriculteur. Voilà\n17 juin 2015 à 13:06\n« Une pomme qui n’est pas issue de l’Agriculture Biologique subit jusqu'à 28 traitements chimiques. »\nEntre rien et 28, il y a peut être la place pour une agriculture un peu plus raisonnable.\n17 juin 2015 à 19:45\nQuand on essaie toutes les méthodes pour s’organiser…\nL'abbatiale de Saint Gilles du Gard\nNouvelles bichromies normandes\nEn attendant le 20.10 !


Comment regarder youtube sur tv orange | theblacktower.fr\ntheblacktower.fr > tech > Comment regarder youtube sur tv orange\nRépondre. L’application YouTube n’a pas été installée correctement ou doit être mise à jour vers une version plus récente. … Pour continuer à utiliser YouTube Via TV, la nouvelle application YouTube doit être installée à partir du Google Play Store.\nComment avoir YouTube sur ma télévision ?\nPour vous connecter à YouTube, vous devez créer un compte Google. Lire aussi : Yggtorrent : la nouvelle adresse en 2022 ! Un compte Google vous donne accès à de nombreuses fonctionnalités YouTube, y compris les likes, les abonnements, regarder plus tard et l’historique des vidéos regardées.\nLa création d’un compte YouTube est-elle gratuite ? YouTube est un acteur majeur sur internet pour regarder des vidéos et écouter de la musique gratuitement. Le géant de la vidéo compte plus d’un milliard de visites chaque mois. Les gens ne se contentent pas de visiter YouTube pour regarder des vidéos musicales, la plupart des visiteurs utilisent YouTube pour diffuser de la musique.\nComment se connecter à YouTube gratuitement ? Créer un compte sur YouTube\n9 Accédez aux « Paramètres » de votre téléviseur, puis à « Aide » et « Mise à jour du logiciel ». Appuyez sur Mettre à jour maintenant. A voir aussi : Comment résilier spotify. Laissez le téléviseur rechercher le fichier de mise à jour sur votre clé USB.\nComment mettre à jour Shahid sur Samsung TV ? Après avoir vérifié la version du micrologiciel de votre appareil, vous pouvez le mettre à jour via le réseau Internet de votre téléviseur. Pour cela, appuyez sur le bouton menu de votre télécommande. Appuyez sur le sous-menu Support puis sur Mise à jour du logiciel.\nPourquoi YouTube ne fonctionne-t-il pas sur mon téléviseur Samsung ? La solution est simple, mais cela dépend de la marque du téléviseur. Sur les téléviseurs Samsung, une simple réinstallation de l’application suffit. Dans d’autres, ils doivent être réinitialisés.\nOuvrez l’application YouTube sur votre téléphone ou votre tablette. Appuyez sur votre photo de profil, puis sélectionnez Paramètres. A voir aussi : Comment choisir hashtag instagram. Appuyez sur Regarder sur TV. Appuyez sur Saisir le code TV, puis saisissez le code TV qui s’affiche en bleu sur le téléviseur.\nAccédez à la résolution. faites défiler vers le bas et cliquez sur « youtube » et « désactiver ». Cela masquera YouTube de l’interface, mais à moins que les enfants ne soient jeunes, ils n’auront aucun problème à réactiver l’application. Voir l'article : Comment utiliser microsoft teams pdf. Le profil restreint susmentionné nécessite la suppression d’un code.\nComment supprimer YouTube d’Orange TV ? Dans le menu principal de l’application YouTube sur Orange TV, cliquez sur l’icône Paramètres en bas à gauche. Pour empêcher l’accès à YouTube, vous devez activer le contrôle parental sur le téléviseur.\nComment bloquer YouTube sur Samsung TV ? Étape 1 Sélectionnez [APPS] dans le menu d’accueil. Étape 2 : Sélectionnez [Paramètres] via votre télécommande, le menu d’accueil ou la commande vocale. Étape 3 : Choisissez l’application que vous souhaitez bloquer. Cliquez ensuite sur le menu avec la télécommande et sélectionnez Verrouiller.\nAssurez-vous que votre appareil mobile est connecté au même réseau Wi-Fi que votre téléviseur. Sélectionnez Se connecter à un téléphone. Sur le même sujet : Comment appeler sfr service client. Ouvrez l’application YouTube sur votre téléphone. Suivez les instructions pour vous connecter à votre compte sur votre téléviseur.\nComment ajouter une application sur une Smart TV ? 1 Allumez votre téléviseur et appuyez sur le bouton Smart Hub (icône d’accueil) de votre télécommande. 2 Sélectionnez « Applications ». Puis l’icône de recherche. 4 Saisissez le nom de l’application que vous souhaitez installer (par exemple, Netflix).\nIl peut s’agir d’un problème de connexion. Assurez-vous que vous pouvez toujours accéder normalement à d’autres sites Web. Lire aussi : Annuaire telechargement : la nouvelle adresse en 2022 ! Si vous utilisez un domaine Google Apps, YouTube a peut-être été désactivé par votre administrateur de domaine. …Votre administrateur réseau ou votre FAI bloque peut-être l’accès à YouTube.\nComment réactiver YouTube ? Connectez-vous à YouTube. Rendez-vous sur la page de création de chaîne et remplissez le formulaire. Votre chaîne YouTube sera restaurée. Ne cliquez pas sur l’option « Pour utiliser un nom d’entreprise ou tout autre nom, cliquez ici » sur le formulaire.


Existe en Couleur : Beige, Vert Sombre.\nCouleur Beige Vert Sombre\nCapuche fourrure avec doublure et broderies de marque Epic Armoury.\nLa capuche en fourrure d'Epic Armoury est un manteau brodé avec une longue queue à capuchon. Le manteau couvre les épaules, gardant la partie supérieure de la poitrine au chaud tandis que le capuchon protège la tête et le visage du vent violent. Des broderies elfiques et des garnitures en fourrure de polyester embellissent ce capuchon, ajoutant un grand détail à la laine feutrée. L'intérieur est doublé de coton doux et confortable.\nLes capuches sont d'excellents vêtements pour arrondir l'allure des personnages, et la capuche en fourrure est un vêtement élégant qui convient particulièrement aux personnages espiègles ou elfiques. Ajustez l'ouverture faciale du capuchon à l'aide d'un laçage plat en cuir fendu au niveau de la gorge.\nPoids : S/M 560g, L/XL 530g.\nLongueur dos : S/M 28cm, L/XL 31cm.\nLongueur devant : S/M 18cm, L/XL 24cm.\nLargeur du cou : S/M 30cm, L/XL 32cm.\nProfondeur capuche : S/M 70cm, L/XL 75cm.\nHauteur capuche : S/M 35cm, L/XL 40cm.\nMatière : Couche externe en laine feutrée, et doublure 100% coton doux. Bordure en fourrure polyester.\nExtérieur en laine feutrée. Doublure 100% coton. Liseré en fourrure polyester.


Autodistribution ASM Laon (02000) 4 Rue Ampère\nAutodistribution ASM Laon (4 Rue Ampère)\nNom du magasin : Autodistribution ASM\nHoraires de Autodistribution ASM à Laon\nCes horaires ne tiennent pas compte des jours fériés et dimanches de fête. Vous pouvez aussi vérifier si Autodistribution ASM Laon est ouvert le Mercredi en l'appelant...\nHabituellement Autodistribution ASM Laon est fermé le dimanche. Attention, au-magasin.fr est un site participatif où chacun peut indiquer les horaires, si vous constatez des erreurs, merci de nous les signaler.\nServices du magasin Autodistribution ASM à Laon\nMarques vues à Autodistribution ASM de Laon\nVous êtes client ou vous connaissez Autodistribution ASM Laon ?\nL'adresse de ce magasin est 4 Rue Ampère, 02000 Laon\nPour contacter ce magasin vous pouvez appeler le 0323232795.\n3 Agrityre France à Laon (< 1 km)


Entreprise réparation et changement tuile de rive à Montrozier tel: 05.33.06.16.27\nEntreprise réparation et changement de tuile de rive Montrozier 12630: couvreur aguerri\nProfitez de nombreux avantages de faire appel à une entreprise fiable pour le remplacement des tuiles de rives à Montrozier\nSi vous avez remarquez, il est très bénéfique de faire appel à une entreprise disposant des artisans qualifié et professionnels pour effectuer les travaux de remplacement des tuiles de rives à Montrozier 12630. Sachez que ces travaux sont très complexes et dangereux. JK Couvreur 12 dispose d’un couvreur qui a les équipements de protection individuelle ou EPI qui vont lui permettre de garantir une meilleure sécurité lors des interventions. En plus, cette entreprise tient à vous informer que le devis pour le travail est gratuit et sans engagement.\nLes tuiles qui composent votre couverture doivent être posées à la perfection pour constituer un ensemble solide et hermétique. Lorsque l’une d’elles se retrouve dégradée que ce soit à cause d’une chute de grêle, d’une branche d’arbre ou qu’elles s’envolent suite à un coup de vent trop violent, il est important d’agir très rapidement. C’est ce à quoi s’engage notre entreprise couvreur JK Couvreur 12 pour le changement de tuile de rive à Montrozier. JK Couvreur 12 se chargera au plus vite, après vérification de votre toiture, le changement de vos tuiles de rives dans les règles de l’art.\nNotre société JK Couvreur 12 pour la réparation toiture à Montrozier\nVotre toiture est abîmée ? Des tuiles sont manquantes ou cassées ? Vous n’êtes pas obligé de le faire changer, une simple réparation de toiture peut suffire. L’entreprise JK Couvreur 12 vous propose depuis des années des services spécialisés et assurés pour réparer tous types de toiture à Montrozier et les environs. Notre équipe méticuleuse et qualifiée vous assure une intervention rapide et durable quel que soit le problème de votre toit. Nos méthodes de réparation vont offrir plusieurs années d’existence à votre toit.\nAprès avoir effectué un diagnostic, nous pouvons procéder au remplacement si votre toit est trop endommagé. S’il n’y a qu’une partie des tuiles qui sont endommagées, il faut que nos couvreurs trouvent des toitures de mêmes dimensions et de mêmes formes pour les remplacer. Mais si ce n’est pas le cas, il est possible d’envisager de refaire la totalité de la toiture de votre maison à Montrozier. Nous vous garantissons un changement de tuile performant qui conviendra sûrement à vos attentes et recommandations.\nCe que vous devez savoir sur le remplacement et la réparation des tuiles de rives à Montrozier\nComme tous éléments qui constituent une maison, les toits doivent être parfaitement très étanches pour garantir une meilleure protection des biens et des occupants contre les humidités. Alors, il est nécessaire que vous fassiez appel à des professionnels pour réaliser des travaux de réparation ou de remplacement des tuiles de rives à Montrozier 12630 quand des fuites d’eau commence à s’apparaitre. Pour cela, il est nécessaire que vous fiiez à un couvreur professionnel que dispose JK Couvreur 12 pour réaliser les travaux.\nRéparation et changement de tuile de rive Montrozier\nNettoyage et démoussage de toiture MontrozierPose de velux MontrozierNettoyage et pose de gouttière MontrozierCouvreur MontrozierTravaux de zinguerie MontrozierRéparation et changement de faîtière et faîtage MontrozierRénovation de toiture Montrozier