Les sentiments de justice face à la malchance : les résultats.

Les cas de base. De manière générale, la majorité des interrogés considère que les inégalités individuelles découlant de la malchance sont justes (tableau 1). Quelques cas font exception. Voyons cela en commençant par le scénario de base. Il s’agit du cas où deux individus font un choix différent lorsque les conséquences de ce choix sont connues à l’avance et ne sont ni aléatoires, ni soumises à un risque maîtrisable ou évitable individuellement (= acheter un plan qui donnera un bénéfice certain à une date connue).

Environ trois interrogés sur quatre estiment que l’inégalité à laquelle le choix différent a donné lieu est juste. Ceci n’est pas surprenant, et s’accorde avec la vision égalitariste de la responsabilité : dans la mesure où le résultat inégal d’un choix est totalement imputable à ses auteurs25_{, il est juste que ceux-ci en} supportent les conséquences. En revanche il est plus étonnant de voir que des cas qui relèvent de la malchance brute (vivre plus ou moins longtemps ou être sujets aux revirements de la conjoncture économique), ou qui traitent d’opportunités de choix différentes26_{, sont considérés comme justes par plus d’un individu sur} deux.

En effet la seule situation qui soit jugée injuste et qui se démarque nettement des autres, concerne le cas d’une personne qui, du fait de sa mauvaise condition de santé, a été contrainte au choix d’épargne le moins intéressant (variante 2). La maladie n’est toutefois pas toujours une circonstance atténuante de la responsabilité individuelle, comme l’indique le fait que dans un scénario similaire (variante 6) où une maladie inattendue empêche un individu de travailler jusqu’à maturation complète de ses droits, la plupart des interrogés ne voient pas un cas d’injustice27.

La vision de la malchance brute qui se dégage n’est pas très conforme aux théories égalitaristes dans la mesure où celles-ci réclameraient une compensation pour un fait accidentel contre lequel l’individu n’a pas pu s’assurer (c’est-à-dire qu’il n’a pas pu tenir une conduite alternative). Or les variantes 5, 6, 7 et 8 relèvent justement de cette typologie. Pourtant, seul un individu sur trois (en moyenne) estime qu’il s’agit d’une inégalité injuste.

2 5_{Remarquons qu’indiquer les raisons qui sont à l’origine de l’agir différent des individus ne}

change aucunement les opinions des interrogés. C’est le cas de la variante 2 qui explique que le choix est motivé par une attitude de précaution face à l’avenir.

2 6_{Tel est le cas traité par la variante 4, où le statut professionnel de l’employé conditionne}

ses possibilités d’obtenir une retraite plus ou moins importante. Il s’agit bien évidemment d’un cas où la chance ne joue aucun rôle ; en revanche, la responsabilité individuelle est certes plus difficile à évaluer.

2 7_{La différence de jugement peut tenir au fait que dans un cas il s’agissait d’acheter une}

assurance plus chère que l’individu malade n’avait tout simplement pas pu se permettre, tandis que dans le deuxième cas la pension était calculée selon un critère d’équité contributive, mais

Tableau 1. Première question.

(Fréquences sur le total des sujets interrogés – les non réponses ont été éliminées)

Inégalité entre (les payements de) A et B est juste. Inégalité entre (les payements de) A et B est injuste. Variante de Base : A achète un plan qui coûte α, B achète un

plan qui coûte β (α< β). A la retraite, A reçoit 40 et B reçoit

75. _{29/37 8/37}

Variante 2 – Traitement médical

A achète un plan qui coûte α puisqu’il a du payer un traitement médical , B achète un plan qui coûte β, n’ayant du faire face à aucune dépense semblable (α< β). A la retraite, A reçoit 40 et B reçoit 75.

16/38 22/38

Variante 3 – Epargne de précaution

A achète un plan qui coûte α car il n’avait rien épargné au fil des années, B achète un plan qui coûte β ayant constitué une

épargne (α< β). A la retraite, A reçoit 40 et B reçoit 75. 25/33 8/33 Variante 4 –Statut professionel

A et B peuvent acheter des plans- épargne, selon leur statut au sein de l’entreprise. A est un employé, B est un chef de département.

A a la possibilité d’acheter un plan qui lui rapporte 40 et B un plan lui rapportant 75. A est un simple employé, B est un cadre.

19/33 14/33

Variante 5 – Performance variable

A et B reçoivent payent une certaine somme d’argent à titre de cotisations pour leur retraite. Les prestations dépendent des profits que la société réalise pendant la dernière année de leur activité. Lorsque A prend sa retraite, les bénéfices sont tels qu’il reçoit 40, tandis que pour B sont tels qu’il reçoit 75.

24/39 15/39

Variante 6 – Equité contributive

La retraite est calculée avec une logique de neutralité actuarielle, ainsi les prestations dépendent à la fois des contributions payées et de la durée de cotisation. A et B payent le même montant de cotisation, A cotise 10 ans et B cotise 8 ans car ensuite il tombe malade. A reçoit 180 et B reçoit 140 (tri=4,5%).

27/45 18/45

Variante 7 – Equité contributive et soutien

Même scénario que le 6, mais A et B reçoivent en plus une

prime de 100. A reçoit 280 et B 240. _{25/38 13/38} Variante 8 – Espérance de vie

La retraite est calculée avec une logique de répartition. Les individus cotisent à la même hauteur et pendant le même nombre d’années. A meurt 5 ans après avoir pris sa retraite, B meurt 10 ans après la cessation de son activité. Au total, A

Préférences pour le risque et malchance intentionnelle. La deuxième partie du questionnaire porte sur l’importance des préférences individuelles quant à la prise de risque. Nous traitons le cas de choix entre deux loteries qui ont la même espérance de gain ; ces deux loteries sont équivalentes du point de vue des opportunités de gains, si les individus sont neutres au risque. Nous faisons l’hypothèse qu’ils ne le sont pas et de façon plus générale qu’ils ont une préférence différente pour le risque. Ces deux individus choisissent donc deux loteries différentes. Nous envisageons tous les états de la nature possibles pour un choix différentiel face au risque (table B- avec par construction : d>c>a>b). Selon la vision qui distingue la chance accidentelle de la chance intentionnelle, le sort auquel les individus s’exposent lorsqu’ils décident d’acheter une loterie risquée, relève d’une chance ou malchance intentionnelle. Ainsi, le résultat inégal auquel le sort donne éventuellement lieu ne devrait pas être injuste.

Amateur du risque

b a c d

Hostile au risque

Mauvais Résultat Bon Résultat Table B

Tableau 2. Deuxième partie du questionnaire- Braver le risque.

Inégalité entre (les

payements de) A et B est juste.

Inégalité entre (les payements de) A et B est injuste. Variante 1 –

A et B peuvent choisir parmi deux plans risqués:

- α offrant 100 avec 7 chances sur 10 et 230 avec 3 chances sur 10 - β offrant 96,7 avec 9 chances sur 10 et 520 avec 1 chance sur 10

A choisit α, B choisit β ; α donne 100 et β donne 96,7. 23/37 14/37 Variante 2

A et B peuvent choisir parmi deux plans risqués:

- α offrant 100 avec 7 chances sur 10 et 230 avec 3 chances sur 10 - β offrant 96,7 avec 9 chances sur 10 et 520 avec 1 chance sur 10

A choisit α, B choisit β ; α donne 100 et β donne 520. 19/38 19/38 Variante 3

A et B peuvent choisir parmi deux plans risqués:

- α offrant 100 avec 7 chances sur 10 et 230 avec 3 chances sur 10 - β offrant 96,7 avec 9 chances sur 10 et 520 avec 1 chance sur 10

A choisit α, B choisit β ; α donne 230 et β donne 96,7. 18/33 15/33 Variante 4

A et B peuvent choisir parmi deux plans risqués:

- α offrant 100 avec 7 chances sur 10 et 230 avec 3 chances sur 10 - β offrant 96,7 avec 9 chances sur 10 et 520 avec 1 chance sur 10

A choisit α, B choisit β ; α donne 230 et β donne 520. 22/33 11/33 Variante 5

A et B peuvent choisir parmi deux plans qui donnent tous deux une somme fixe de 100 et diffèrent ainsi :

- α donne 40 avec certitude

- β donne 75 avec une chance sur deux et 0 avec une chance sur deux A choisit α, B choisit β ; β donne 75. Ainsi A=100+40, B=100+75

35/39 4/39

Variante 6

A et B peuvent choisir parmi deux plans qui donnent tous deux une somme fixe de 100 et diffèrent ainsi :

- α donne 40 avec certitude

- β donne 75 avec une chance sur deux et 0 avec une chance sur deux A choisit α, B choisit β ; β donne 0. Ainsi A=100+40, B=100

35/45 10/45

Nous constatons dans le tableau 2 que les cas de malchance (intentionnelle) différentielle et les cas de malchance ou chance (intentionnelles) identiques (pour les individus participant aux paris) ne sont pas jugés uniformément en termes de justice. La deuxième situation dans laquelle soit les individus sont tous les deux malchanceux (cas I, résultats (a, b)—variante 1) soit tous les deux chanceux (cas IV, résultats (c,d)—variante 4) est jugée juste par deux individus sur trois. En revanche lorsque la chance agit de façon différentielle, la situation est considérée comme beaucoup plus injuste (un individu sur deux se déclare en ce sens). En particulier, la malchance est considérée comme injuste surtout lorsque c’est l’individu hostile au risque qui en est la victime et que l’amateur du risque est, au contraire, chanceux (cas III, résultats (a,d)—variante 2). Le cas opposé (cas II, résultats (c,b)—variante 3) - individu prudent chanceux et individu imprudent malchanceux- est estimé injuste par un peu moins d’un individus sur deux.

Ce résultat semble indiquer que l’évaluation de l’inégalité n’est pas affectée par le choix opéré par l’individu, tandis que c’est le caractère symétrique ou asymétrique de la chance qui fait la différence en termes de justice.

sont perçus comme étant ‘traités’ également, même s’ils ne supportent pas des conséquences égales (en cas de malchance commune, l’individu qui a opté pour une loterie moins risquée sera dans une situation meilleure que celui qui a fait un choix plus risqué ; en cas de chance commune, les termes de cette relation sont inversés).

La vision de la responsabilité qui en découle se distingue de l’idée de Dwor- kin, selon laquelle seul l’individu prudent et malchanceux pourrait avancer une revendication légitime tandis que l’individu imprudent et malchanceux ne le pourrait pas. Or, aux yeux de la moitié des interrogés, il n’y a pas de différence entre agir prudemment et agir imprudemment. Que les individus soient tenus pour responsables de leurs actions ou non, les effets de ces actions sont, dans les jugements donnés, neutralisés par le sort commun.

Ce résultat semble reposer sur une vision de la justice pour laquelle les indivi- dus sont libres d’agir et doivent payer le prix de leurs décisions dans l’éventualité où celles-ci se révèlent être mauvaises, mais à condition que le sort n’agisse pas de manière différentielle à leur égard. Cette vision est donc compatible avec une égalisation ex post des effets de la chance, sans qu’il soit pertinent de discriminer entre les conduite individuelles (l’acceptabilité de l’inégalité ne dépend donc pas de la nature de la chance et en particulier du caractère fortuit ou provoqué de celle-ci).

Dans la deuxième tranche de variantes (5 et 6), les attitudes inégales face au risque et les conséquences que celles-ci entraînent sont testées de manière plus extrême. En effet, l’individu amateur du risque est le seul qui soit soumis aux effets incertains de la chance, l’autre individu ayant opté pour l’option certaine. Dans la situation où le choix risqué est caractérisé par la malchance (variante 6), deux individus sur trois déclarent que la situation est juste. Mais ce jugement n’est pas différent du cas opposé, où le choix risqué est caractérisé par la bonne chance (variante 5). Par rapport au scénario précédent, la différence principale tient au caractère non différentiel de la malchance. Donc, même si nous sommes dans une configuration équivalente en termes de choix (un choix non risqué vis- à-vis d’un choix risqué), il n’est pas complètement pertinent de comparer les variantes (1-4) avec les (5-6). On peut tout de même avancer une interprétation de ces deux derniers cas, à la lecture des cas précédents.

D’abord, remarquons que les réponses données à ces deux dernières variantes confirment la thèse égalitariste : l’individu qui choisit le risque subit justement les conséquences favorables ou défavorables de son choix.

Ensuite, rappelons les propositions de Lippert-Rasmussen et Vallentyne sur l’existence d’options raisonnablement bonnes et/ou résultats particulièrement défavorables. Ces auteurs affirment que lorsque les conditions de choix ne com- portent aucune alternative adéquate, alors la responsabilité individuelle se voit affaiblie. Ainsi un cas de chance (intentionnelle) différentielle serait susceptible

chance non nulle d’obtenir un mauvais résultat28. Il est donc cohérent de trouver que les cas (5 et 6) soient considérés comme moins injustes.

D’autre part, il se peut que les différences de jugement entre les variantes (5-6) et les variantes (1-4) tiennent au fait que ces dernières traitent la chance comme une somme de deux états de la nature de signe opposé (une chance différentielle). Il semblerait alors que la chance est plus stigmatisée (c’est-à-dire plus souvent considérée comme injuste) lorsqu’elle touche de manière différente les individus, plutôt que quand elle affecte le sort d’un seul d’entre eux. Responsabilité équivalente pour des opportunités initiales de choix différentes. La troisième partie du questionnaire envisage des situations ca- ractérisées par une disparité en termes d’opportunités initiales de choix. Les deux individus peuvent choisir entre une option risquée et une non risquée, mais les ensembles d’alternatives ne sont pas les mêmes. Nous avons construit le scénario de façon à ce que celui qui se voit offrir le payement certain le plus important ait une option risquée moins intéressante (en termes d’espérance de gain). Par ailleurs nous faisons toujours l’hypothèse que les préférences pour le risque sont homogènes (dans la plupart de ces scénarios, les individus optent pour le choix risqué).

Nous différencions le cas où la retraite individuelle est donnée par les seuls revenus du plan d’épargne et le cas où une pension publique (de valeur égale pour les individus) s’ajoute à de tels revenus. Nous voulons en effet tester si le montant des ressources à disposition de l’individu importe dans le jugement du juste (comme la sufficiency view le suppose).

2 8_{Dans les exemples discutés par ces auteurs, le mauvais résultat correspond souvent à un}

Tableau 3. Troisième partie du questionnaire- Braver le risque (suite)

Inégalité entre (les

payements de) A et B est juste.

Inégalité entre (les payements de) A et B est injuste.

Variante 1 –

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit α1, B choisit α2; α1 donne 100 et α2 donne 0. A et B reçoivent une pension publique de 100 en complément.

A=100+100, B=100

25/37 12/37

Variante 2

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement

certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit α1, B choisit α2; α1 donne 0 et α2 donne 110. A et B reçoivent une pension publique de 100 en complément.

A=100, B=100+110

28/38 10/38

Variante 3

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit β1, B choisit β2. A et B reçoivent une pension publique de 100 en complément.

A=100+50, B=100+40

18/33 15/33

Variante 4

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit α1, B choisit α2; α1 donne 0 et α2 donne 0. A et B reçoivent une pension publique de 100 en complément.

A=100, B=100

21/33 12/33

Variante 5

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit α1, B choisit α2; α1 donne 100 et α2 donne 0. A=100, B=0

18/39 21/39

Variante 6

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

A choisit α1, B choisit α2; α1 donne 0 et α2 donne 110. A=0, B=110

22/38 16/38

Variante 7

A peut choisir parmi le plan risqué (α1) et un plan offrant un payement certain (β1), α1 offrant 100 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 50.

B peut choisir parmi le plan risqué (α2) et un plan offrant un payement certain (β2), α2 offrant 110 avec une chance sur deux et zéro avec une chance sur deux, β1 offrant 40.

Nous constatons que plus de deux individus sur trois ne considèrent pas la malchance comme injuste, que le mauvais état de la nature se produise pour le plan avec gain espéré le plus élevé (variante 1), pour le plan avec gain espéré le plus faible (variante 2), ou pour les deux plans à la fois (variante 4).

En revanche, il n’en est pas de même pour la situation où les individus optent pour l’option certaine et où l’inégalité des payements s’explique uniquement par une différence dans les conditions initiales de choix (variante 3).

Par ailleurs, les jugements des interrogés varient dans le deuxième jeu de va- riantes, lorsqu’aucune pension publique ne vient compléter les plans d’épargne privés ; cette variation est spécialement remarquable lorsqu’un des individu ob- tient un paiement nul du fait de la malchance. En effet, le pourcentage de ceux qui jugent cela injuste s’élève sensiblement. L’argument évoqué par la sufficiency view est donc validé par cette observation (lorsque la malchance donne lieu à un résultat particulièrement défavorable, on doit en reconnaître le caractère injuste, si les individus ont agi de manière également responsables face au choix).

Pour ce deuxième jeu de variantes, nous avons testé le cas où le meilleur état de la nature se produit pour les deux individus ; la disparité des paiements, qui reflète simplement la différence entre les plans proposés, est considérée comme juste par la plupart des interrogés.

Croyances individuelles et décisions liées à la prise de risque. Enfin, nous avons testé l’importance des croyances sur les choix individuels, d’abord en spécifiant les croyances comme probabilités subjectives (informations privées données aux individus, différentes d’un individu à l’autre mais relatives à la même loterie) et ensuite comme probabilités objectives (informations privées, différentes d’un individu à l’autre parce que relatives à des loteries différentes).

Tableau 4. Troisième partie du questionnaire- Quelles croyances, quelles probabilités ?

Inégalité entre (les

payements de) A et B est juste.

Inégalité entre (les payements de) A et B est injuste.

Variante 1 –

A et B participent à un pari. Les informations données sur le pari diffèrent pour A et B. A reçoit comme information qu’il a une chance sur deux de gagner 30 et une chance sur deux de perdre 10.

B reçoit comme information qu’il a une chance sur quatre de gagner 30 et trois chances sur quatre de perdre 10. En réalité il s’agit du même pari mais l’information donnée à B est fausse.

A accepte le pari, B le refuse. A gagne le pari. A=30, B=0

8/37 29/37

Variante 2

A et B participent à un pari. Les informations données sur le pari diffèrent pour A et B. A reçoit comme information qu’il a une chance sur deux de gagner 30 et une chance sur deux de perdre 10.

B reçoit comme information qu’il a une chance sur quatre de gagner 30 et trois chances sur quatre de perdre 10. En réalité il s’agit du même pari mais

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