Effets indirects des systèmes de retraite sur l'emploi des seniors

11/10/2011

Aubert PatrickInsee – division « redistribution et politiques sociales »

Effets indirects des systèmes de retraite sur l'emploi des seniors

11/10/2011Effets indirects des systèmes de retraite sur l'emploi des seniors2

Introduction

Sur données françaises, plusieurs études empiriques des effets directs des systèmes de retraite sur l’offre de travail Estimations de modèles structurels (Blanchet et Mahieu, 2001 et 2004)

Evaluation ex-post des effets des réformes des retraitesEffets de l’allongement de la durée requise pour le taux plein :

Parmi les salaires du privé : Bozio (2011), Aubert (2011)Pour les fonctionnaires (enseignants) : Baraton, Beffy, Fougère (2011)

Effets de la surcote : Benallah (2011)



Introduction

Sur données françaises, plusieurs études empiriques des effets directs des systèmes de retraite sur l’offre de travail Estimations de modèles structurels (Blanchet et Mahieu, 2001 et 2004)

Evaluation ex-post des effets des réformes des retraitesEffets de l’allongement de la durée requise pour le taux plein :

Parmi les salaires du privé : Bozio (2011), Aubert (2011)Pour les fonctionnaires (enseignants) : Baraton, Beffy, Fougère (2011)

Effets de la surcote : Benallah (2011)

Effets indirects (à rebours) des systèmes de retraite sur l’emploi des seniors (avant l’âge d’ouverture des droits) ? Thématique de « l’effet horizon » (Hairault, Langot, Sopraseuth, 2006) … qui a fait l’objet d’une controverse empirique, liée notamment aux problèmes

d’identification et d’erreurs de mesure (Benallah, Duc, Legendre, 2008)

Une nouvelle estimation au moyen de données administratives Quels autres effets à rebours des systèmes de retraite sur l’emploi des seniors ?


Plan

♦ « Effet horizon » et autres effets à rebours des systèmes de retraite sur l’emploi des seniors : de quoi parle-t-on ?

♦ Une nouvelle estimation : modèle et données

♦ Résultats


L’effet horizon : de quoi parle-t-on ? (1/3)

Les dispositifs institutionnels jouant sur l’offre et la demande de travail des seniors (55-59 ans) Des effets directs : incitations créées par les divers dispositifs fournissant des

revenus de remplacement (chômage, préretraite, etc.) Et des effets indirects : incitations créées, via des comportements d’anticipation,

par les systèmes de retraite (même si les personnes ne sont pas encore éligibles à une liquidation des droits) « effet horizon »

L’effet horizon : un principe général …Les agents (salariés et employeurs) réalisent leurs arbitrages en prenant en compte les coûts et gains futurs de leurs choix (en pondérant, sur le futur, par la probabilité que l’individu soit encore sur le marché du travail)

… passant par plusieurs mécanismes possibles :Sur la demande de travail :

Moindre retour sur investissement pour les coûts d’embaucheMoindre investissement en formation (du fait d’un horizon plus court)Anticipation des coûts liés aux embauches et licenciementsEtc.

Sur l’offre de travail :Moindre effort de recherche d’emploi (pour les chômeurs)Etc.



Quelques remarques :

• L’existence d’un « effet horizon » n’implique pas forcément que l’effet soit total

• Une question d’importance : l’âge qui détermine l’horizon• En théorie, pas de concept d’âge « institutionnel » en particulier, mais plutôt un âge

implicite résultant de l’effet de l’ensemble des dispositifs • En pratique, besoin d’un proxy de l’âge-horizon dès qu’on rentre dans l’empirique

plusieurs possibilités pourraient correspondre : âge minimal d’ouverture des droits (60 ans jusqu’en 2010), âge où la personne atteint la possibilité de partir au taux plein, etc.

• Pour certains effets à rebours des systèmes de retraite sur l’emploi des seniors, la qualification « d’effet horizon » peut être discutable

• D’autres dispositifs institutionnels s’alignent sur les âges définis par le système de retraite « effet horizon institutionnel » ?

• Incitations liées au fait d’avoir déjà, ou non, validé une durée suffisante pour liquider ses droits à retraite au taux plein



La mesure empirique de l’effet horizon : estimations et controverses

Première estimations dans Hairault, Langot, Sopraseuth (2006)Au niveau macro : corrélation, en comparaison internationale, entre âge « légal » de la retraite et taux d’emploi relatif des seniors (50-59 ans)Au niveau micro : à partir des données individuelles de l’enquête Emploi, estimations de la probabilité d’être en emploi à chaque âge à partir de 50 ans, en fonction de caractéristiques individuelles, de l’âge, ainsi que de la distance à l’âge individuel du taux plein

La critique de Benallah, Duc, Legendre (2008) estime-t-on un effet de « distance à la sortie » ou bien de « distance à l’entrée » ?

Deux raisons pour lesquelles l’effet de distance à l’entrée pourrait jouer :• Phénomène « d’usure » physiologique ou psychique d’autant plus grande que le salarié est

entré tôt sur le marché du travail• Existence de dispositifs de sortie anticipée d’activité conditionnés à la durée de carrière (et

auxquels les salariés ayant commencé à travailler tôt ont donc plus souvent accès)


Une nouvelle estimation

Motivations pour une nouvelle estimation ?1) Identifier les effets de distance à l’entrée et de distance à la sortie2) Problème des erreurs de mesure (i.e. faire mieux que l’hypothèse : âge-horizon = âge

de début de carrière + durée requise)3) Identifier d’autres effets à rebours des systèmes de retraite sur l’emploi des seniors ?

effet-horizon, mais aussi effet du fait d’avoir déjà validé une durée suffisante pour le taux plein

Comment identifier séparément les effets de distance à l’entrée, distance à la sortie, et génération ?

• Relation non-linéaire entre distance à l’entrée et à la sortie, du fait des contraintes d’âge minimal (ouverture des droits à 60 ans) et maximal (annulation de la décote à 65 ans)

• Allongement progressif de la durée requise pour le taux plein, en fonction de l’année de naissance on peut également identifier séparément l’effet de la génération


54

56

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60

62

64

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26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40

28 27 26 25 24 23 22 21 20 19 18 17 16 15 14

âge

(arr

on

di à

l'an

née

)

durée validée à 54 ans (en

années)

âge (implicite) de début

de carrière

âge minimal auquel l'individu peut partir au taux plein (= horizon)

âge minimal auquel l'individu remplit la condition de durée requise (ou d'âge requis)

pour le taux plein


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âge

(arr

on

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l'an

née

)

avant réforme génération 1934 génération 1942

avant réforme génération 1934 génération 1942

durée validée à 54 ans (en

années)

âge de début de carrière

âge minimal auquel l'individu peut partir au taux plein (= horizon)

âge minimal auquel l'individu remplit la condition de durée requise (ou d'âge requis)

pour le taux plein


Les données

Des données statistiques sur les droits à retraite effectivement acquis : les échantillons interrégimes de cotisants (EIC) et de retraités (EIC), produits par la Drees

EIC : droits acquis (nombre de trimestres validés, etc.) dans chaque régime, pour chaque année de la carrière âge de début de carrière (début de validation), durée validée jusqu’à tout âge a, revenu salarial annuel EIR : informations agrégées sur le montant de la pension et les caractéristiques de la carrière, telles que connues au moment de la liquidation des droits connaissance de l’âge de liquidation et de la durée validée totale (y compris régularisations tardives de certaines périodes d’emploi)

Intérêt = base de données administratives contenant les droits à retraite effectivement validés dans les divers régimes le problème des erreurs de mesure est a priori résolu

Ici, on utilise l’information sur les carrières des personnes nées en 1934, 1938 et 1942 (cessation définitive d’emploi au cours des années 1990)


Trois spécifications estimées

• Âge moyen de cessation définitive d’emploi

• Probabilité d’être en emploi, à chaque âge

• Probabilité de sortie d’emploi, à chaque âge

19421938,1934160110/

.tan.1.)(154

,

ouennéietTRIMi

ZceAgeTPDisCteaAgeans

i

iaiaaAgeMinTPaemploifin

i i

19421938,1934160110/

..1..1.

54 ouennéietTRIMi

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Résultats (1/3) : âge moyen de cessation d’emploiTableau : âge moyen de cessation d’emploi, pour les personnes en emploi au régime général à 54

ans

Variable Spécification Spécification Spécification Spécification (1) (2) (1) (2) Hommes Hommes Femmes Femmes Nb années de décalage de l'âge du taux plein du fait de la réforme de 1993 * Age minimal avant réforme

54 ans 0,16 ** 0,18 ** 0,36 *** 0,37 *** (0,08) (0,08) (0,12) (0,13)

55 ans 0,17 0,18 -0,02 -0,02 (0,11) (0,11) (0,18) (0,18)

56 ans 0,12 0,10 0,01 0,00 (0,12) (0,12) (0,19) (0,19)

57 ans 0,28 ** 0,23 * 0,49 ** 0,48 ** (0,14) (0,14) (0,21) (0,21)

58 ans 0,55 *** 0,48 *** 0,09 0,07 (0,16) (0,16) (0,21) (0,21)

59 ans 0,73 *** 0,64 *** -0,03 -0,05 (0,17) (0,18) (0,22) (0,23)

60 ans 0,55 *** 0,44 ** 0,58 ** 0,55 ** (0,20) (0,21) (0,23) (0,24)

61 ans 0,43 ** 0,35 0,28 0,26 (0,21) (0,21) (0,22) (0,23)

62 ans 0,00 -0,11 0,27 0,24 (0,29) (0,30) (0,26) (0,27)

63 ans 0,61 * 0,46 0,12 0,07 (0,34) (0,35) (0,29) (0,31)

64 ans -0,96 -1,23 * 0,39 0,33 (0,70) (0,72) (0,55) (0,57)

Remarque : autres variables (résultats non présentés ici) = âge minimal où la durée

requise pour le taux plein est atteinte (avant réforme), génération, salaire, salaire au carré, et (dans la spécification 2) taux de chômage


Résultats (2/3) : probabilités d’être en d’emploiTableau : Régression de la probabilité d’être en emploi à chaque âge, pour les personnes qui étaient en emploi au régime général à 54 ans – coefficients associés à l’âge du taux plein

Probabilité d'être en emploi au cours de l'année des …

Coefficient associé à … 56 ans 57 ans

58 ans

59 ans

60 ans

0,00 0,00 0,02 0,05 *** 0,05 *** Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein (0,01) (0,01) (0,02) (0,02) (0,02)

-0,01 -0,01 -0,02 -0,06 ** -0,15 ***

Hommes, modèle de probabilité

linéaire Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l'année (0,01) (0,02) (0,02) (0,03) (0,03)

0,00 0,01 -0,01 0,01 -0,01 Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein (0,01) (0,01) (0,02) (0,02) (0,02)

-0,02 0,01 0,00 -0,08 ** 0,01

Femmes, modèle de probabilité


Source : Drees, EIR 2004, EIC 2005, fichiers provisoires de l'EIR 2008; calculs : auteur Champ : personnes en emploi au régime général au cours de l'année de leurs 54 ans, nées en 1934, 1938 ou 1942, ayant validé entre 110 et 160 trimestres à la fin de l'année de leurs 54 ans Note : les autres variables explicatives introduites dans la régression ne sont pas indiquées ici (indicatrices d'âge minimal du taux plein avant la réforme, indicatrice de génération, salaire et salaire au carré). La variable estimée est l’indicatrice d’être en emploi à chaque âge, et la régression est menée avec la méthode des moindres carrés ordinaires. Les coefficients associés aux dispositifs de retraite ressortent significatifs pour les mêmes âges lorsque les estimations sont réalisées avec un modèle Logit (cf. Aubert, 2009)


Résultats (3/3) : probabilités de sortie d’emploiTableau : Régression de la probabilité de cessation d’emploi à chaque âge (pour les personnes en emploi au régime général) – coefficients associés à l’âge du taux plein

Probabilité de cessation d'emploi au cours de l'année

des …

Coefficient associé à … 55 ans

56 ans

57 ans

58 ans

59 ans

0,01 -0,01 -0,03 ** -0,04 ** -0,03 * Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein (0,01) (0,01) (0,01) (0,02) (0,02)

0,01 0,02 * 0,02 0,07 *** 0,09 ***

Hommes, modèle de probabilité

linéaire Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l’année (0,01) (0,01) (0,02) (0,03) (0,03)

0,00 -0,01 0,01 -0,02 0,02 Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein (0,01) (0,01) (0,01) (0,01) (0,02)

0,01 0,00 0,01 0,09 *** 0,03

Femmes, modèle de probabilité


Source : Drees, EIR 2004, EIC 2005, fichiers provisoires de l'EIR 2008; calculs : auteur Champ : personnes en emploi au régime général au cours de l'année de leurs 54 ans, nées en 1934, 1938 ou 1942, ayant validé entre 110 et 160 trimestres à la fin de l'année de leurs 54 ans Note : les autres variables explicatives introduites dans la régression ne sont pas indiquées ici (indicatrices d'âge minimal du taux plein avant la réforme, indicatrice de génération, salaire et salaire au carré). La variable estimée est l’indicatrice d’être sorti de l’emploi à chaque âge, et la régression est menée avec la méthode des moindres carrés ordinaires. Les coefficients associés aux dispositifs de retraite ressortent significatifs pour les mêmes âges lorsque les estimations sont réalisées avec un modèle Logit (cf. Aubert, 2009)


Conclusions

Deux mécanismes jouant simultanément• Effet horizon (proprement dit), et• Effet lié au fait d’avoir déjà, ou non, validé suffisamment de trimestres pour

liquider à taux plein

Effet significatif dans les deux à trois dernières années avant l’âge minimal légal

• Effets significatifs sur les sorties d’emploi à partir de 57 ans• Surtout pour les hommes

Merci de votre attention !

ContactM. Aubert PatrickTél. : 01 41 17 60 76Courriel : [email protected]

Insee18 bd Adolphe-Pinard75675 Paris Cedex 14

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Informations statistiques :www.insee.fr / Contacter l’Insee09 72 72 4000(coût d’un appel local)du lundi au vendredi de 9h00 à 17h00

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