Liquidation des pensions de retraite différenciée selon l’espérance de vie

Liquidation des pensions de retraite différenciée selon l’espérance de vie

Jacques Pelletan, Côme Segretain

Introduction : Une réforme des retraites nécessaire

Le prochain débat sur les retraites interviendra, à n’en pas douter, dans un contexte de fortes incertitudes sur les perspectives à moyen et long terme. Ces incertitudes prennent même aujourd’hui la figure d’une interrogation sur le caractère soutenable du système de retraite par répartition. Nous savons que, si plusieurs systèmes de retraite coexistent en France, ces derniers représentent environ 230Mds€ de pensions chaque année, soit 13% de la richesse nationale. Ces retraites représentent elles-mêmes environ 80% du revenu avant impôt des ménages de retraités, ce qui en souligne le caractère vital pour ces populations. Les inquiétudes viennent de plusieurs tendances lourdes qui ne se démentiront cependant pas. Le rapport entre les plus de 60 ans et les 20-59 ans devrait passer, entre 2000 et 2050, d’environ 40% à environ 70%. Même dans le cadre du scénario de base considéré par le Conseil d’Orientation des Retraites, faisant état d’un passage progressif à 41.5 années de cotisation d’ici à 2020, d’une revalorisation des pensions sur les prix, d’une augmentation annuelle de 1.8% de la productivité du travail et d’un retour un plein emploi à l’horizon 2015, le besoin de financement atteindrait 1 point de PIB en 2020 et 1.7 en 2050. Les nombreuses variantes examinées sont susceptibles de modifier les besoins de plus ou moins 1 point à cet horizon. De nombreux calculs ont été effectués, permettant, selon différents scénarios, de prévoir l’ampleur des ajustements à réaliser sur trois leviers possibles : le niveau des pensions, le niveau des cotisations et l’âge de départ en retraite. Dans tous les cas, les ajustements seront majeurs. Quel est alors, dans ce contexte, la viabilité du système de retraite par répartition ainsi que le mode de calcul optimal des pensions ?

Nous savons qu’il est nécessaire, si l’on souhaite maintenir un niveau de vie décent pour les retraités, de penser le partage de l’augmentation de l’espérance de vie entre durées d’assurance et de retraite. Mais il peut y avoir un décalage important entre la durée d’assurance souhaitée et l’âge effectif du départ en retraite, celui-ci pouvant à la fois tenir à l’actif lui-même ou au marché de l’emploi. Il est donc essentiel de concevoir des mesures efficaces dans cette direction. Cela ne sera sûrement pas suffisant néanmoins, et il faut aussi s’interroger sur le mode de décompte de la durée d’assurance. Ces quelques éléments interrogent, nous le voyons, la question des retraites à travers deux prismes : celui de l’équité intergénérationnelle, d’une part ; celui de l’équité intra générationnelle, d’autre part. La présente note a pour objet, après avoir brossé les principales pistes de réforme, de nous interroger sur le mode de décompte de la durée d’assurance dans une perspective intra générationnelle. Nous savons qu’une prise en compte de la pénibilité - qui réduit généralement l’espérance de vie – a été largement évoquée comme solution permettant de rétablir de l’équité. Mais, nous verrons ici que ce n’est pas la seule solution et qu’il existe d’autres modes de prise en compte des spécificités des parcours de vie dans le mode de calcul de la durée d’assurance.

Dans un contexte de vieillissement de la population, plusieurs pays ont augmenté les recettes des régimes de retraite, en augmentant le taux de cotisation (Allemagne), en transférant une partie de la prise en charge au budget de l’Etat ou à d’autres branches de la protection sociale (Suède, Allemagne, Italie, France), voire même un transfert budgétaire direct (Belgique, Pays-Bas, Japon). Cela a pu permettre, dans un certain nombre de pays, de constituer des réserves (Etats-Unis, Canada, Belgique, Japon, Espagne) en prévisions de jours estimés plus « sombres ».

Par ailleurs, des réductions progressives de dépenses ont été mises en place en cherchant à se rapprocher du principe de neutralité actuarielle entre les générations. Dans cette perspective, la période de calcul du salaire de référence a été allongée dans la plupart des pays et le coefficient de revalorisation des pensions liquidées est souvent devenu moins favorable aux retraités (indexation sur les prix au lieu des salaires, par exemple). Le renforcement du lien avec la participation au marché du travail est également visible à travers l’évolution défavorable du régime des ayants droits (restriction progressive des mécanismes de réversion, par exemple). Dans ce contexte de renforcement de la contributivité, des mesures incitatives à l’augmentation de l’âge de la retraite ont été également mises en place de manière importante (augmentation de la durée de cotisation ou des âges légaux de départ). En France, la nécessité de mesures incitatives semble prégnante puisque le taux d’emploi des 55-64 ans n’atteint pas 40% et que seule une personne sur quatre est en emploi à 60 ans. Les barèmes de pension ont souvent été rendu plus incitatifs à la prolongation de l’activité, avec l’instauration de décotes et de surcotes visant à se rapprocher d’une neutralité actuarielle. Mais, il s’avère que les effets de ce type de réforme peuvent être ambigus, comme on le voit sur la schématisation de l’idéal type suivant, adapté au cas français : si le durcissement des barèmes ne présente pas une telle ambiguïté, c’est en revanche le cas d’un rapprochement de la neutralité actuarielle.

Age de départ et incitations : effets ambigus de la neutralité actuarielle comparés aux effets d’un durcissement du barème.

Lecture : Les deux segments en traits continu épais donnent une image stylisée du barème d’avant la réforme de française de

2003 pour un individu atteignant le taux plein entre 60 et 65 ans (point R0), avec une forte pénalisation du départ avant le taux plein et aucune bonification du report au delà du taux plein. Rétablir la neutralité actuarielle sans toucher aux conditions du taux plein revient à passer au barème représenté par la courbe en pointillé. L’effet sur l’âge de départ préféré est ambigu (flèches B et C) contrairement à l’effet d’un pur durcissement du barème (passage au point R1).

Source : Didier Blanchet (2008), Document de travail.

2 Vers un renforcement de la neutralité actuarielle entre les générations

Dans une perspective de renforcement de la neutralité intergénérationnelle, la Suède et l’Italie tiennent compte, dans le calcul des pensions, de l’espérance de vie à l’âge de départ à la retraite, ce qui augmente également les pensions des retraités qui ont accepté de repousser cet âge. Précisons qu’il s’agit d’une espérance de vie par génération : il n’y a pas eu encore de prise en compte de l’espérance de vie par catégorie dans le mode de calcul. Dans un tel contexte, les réformes doivent être ajustées en permanence afin de tenir compte des variations des paramètres démographiques ; cela suppose des projections financières fiables. Par exemple, l’Allemagne ajuste les pensions à la fois en fonction de l’espérance de vie et de la taille des générations successives ; c’est également le cas au Japon. Le mode de prise en compte passe par le concept de « comptes notionnels ». Par exemple, le système de retraite suédois, dans sa part fondée sur la répartition, fait intervenir un coefficient de conversion qui dépend de l’espérance de vie à l’âge de départ à la retraite de la génération à laquelle l’assuré appartient. La plupart des pays ont par ailleurs introduit de manière plus ou moins prononcée des régimes de retraite par capitalisation – de nature publique ou privée – dont le corollaire est souvent une tendance à se rapprocher de la neutralité actuarielle. On peut alors se demander, toujours dans une perspective d’équité intergénérationnelle, si les ajustements observés sont

Taux de remplacement Age de la retraite A B C R 0 R 1

réellement nécessaires au regard des niveaux de vie des différentes générations. Autrement dit, les seniors sont-ils véritablement trop riches ?

Nous savons que ceux-ci n’ayant que peu souvent des enfants à charge, le niveau de vie par personne est de 15% inférieur à celui des actifs (2% si l’on prend en compte les revenus du patrimoine et le fait qu’ils sont majoritairement propriétaires de leur logement). Il ne semble donc pas y avoir de questionnement véritable sur le point des inégalités intergénérationnelles. Certes, il apparaît que cette différence était de 40% au début des années 70, mais on peut penser que la situation d’alors était précisément une anomalie. Il ne semble donc pas qu’un scandale correspondant à des retraités trop choyés soit en vue. En revanche, les inégalités entre retraités apparaissent assez fortes (les 10% les plus aisés ont des revenus – hors patrimoine – trois fois plus élevés que les 10% les plus modestes). Par ailleurs, les générations les plus âgées – les plus fréquemment soumises au risque de dépendance - ont un niveau de vie inférieur à celui des plus jeunes, ce qui laisse penser que certaines générations ont effectivement bénéficié du régime de retraite actuel au détriment de générations plus jeunes ou plus âgées. Les deux questions principales, lorsque l’on adopte le prisme générationnel, semblent donc être celui d’une prise en charge minimum et d’un renforcement de la contributivité.

Concernant le premier point, nous observons que la plupart des pays européens se sont attachés à maintenir un niveau minimum de prestation, notamment à destination des femmes dont les retraites étaient parfois très faibles. Etudiants et chômeurs peuvent également faire l’objet de droits non contributifs. Cette progression doit être mise en cohérence néanmoins avec le renforcement du caractère contributif des pensions, ce qui constitue un second point d’achoppement. Le renforcement de la contributivité constitue, nous l’avons vu, une tendance lourde dans la plupart des pays européens. En France, si la répartition a été réaffirmée fortement, nombre de travaux actuels plaident pour un système de comptes individuels de cotisations, s’inspirant souvent du régime suédois, et clarifiant les droits individuels à la retraite sur le long terme1

.

Dans ce système, les contributions bénéficient chaque année d’un taux de rendement réel garanti par l’Etat (fondé sur la masse salariale, par exemple), ce qui permet de prendre en compte toutes les années de cotisations. Le compte est alors seulement une mesure en euros des droits des cotisants, les cotisations courantes finançant les pensions. Au terme de sa vie active, le travailleur a ainsi accumulé un patrimoine qui donne droit au versement d’une pension mensuelle, fondée sur le nombre d’années d’espérance de vie en retraite qui dépend de la génération du travailleur. Du point de vue actuariel, ce système permettrait une adéquation moins approximative que les mécanismes de surcote et de décote actuels. En effet, ces dernières conduisent en réalité à une taxation implicite de la prolongation d’activité qu’il devrait être important de supprimer si l’on veut laisser aux salariés le choix de leur retraites et encourager l’emploi après 60 ans. Par ailleurs, les droits étant liés très directement aux cotisations, cela permet de réellement prendre en compte les carrières longues sans les pénalités qui s’imposent encore actuellement. Par ailleurs, les modalités de la réforme autorisent une grande flexibilité, puisqu’il est possible de continuer à travailler durant la retraite tout en continuant à accumuler des droits. Ce renforcement de la contributivité ne met pas pour autant à mal la prise en charge des plus modestes. En effet, une distinction peut être

opérée avec une partie non contributive permettant de verser des pensions décentes à des catégories de travailleurs qui n’en bénéficieraient pas dans une logique purement contributive (prise en charge des enfants, problèmes de santé, périodes de chômage…). Gardons à l’esprit que ces propositions ont trait à l’architecture du système de retraite et tendent à en clarifier les enjeux. Néanmoins, elles ne permettent pas de trancher le débat sur l’équité entre les générations, qui apparaît notamment à travers le choix du taux de rendement réel garanti par l’état. Plus encore, elles ne s’attachent pas à la question d’une équité à l’intérieur d’une même génération, même si elles laissent la possibilité d’inclure ces problématiques dans la réflexion. Comment alors aborder un tel questionnement ?

3 Prendre en compte les parcours de vie à l’intérieur d’une même génération

L’immense majorité des pays ayant mis en place des réformes concernant les retraites ne tiennent pas compte des différences de vie à l’intérieur d’une même génération. Certes, quelques pays (Espagne et Italie) ont mis en place des dispositifs permettant une retraite plus précoce pour les assurés ayant accompli des travaux pénibles ; ce schéma n’a pas été pour l’instant mené à terme en France, notre pays ayant néanmoins prévu un dispositif spécifique pour les carrières longues. La Suède gère fréquemment les fins de carrière par des mécanismes d’invalidité ou de chômage. Des variantes peuvent cependant été proposées. Gronchi et Nistico suggèrent notamment de laisser le choix entre une revalorisation des pensions – plus avantageuses à la liquidation – par les prix (comme c’est le cas actuellement) ou par les salaires. Les individus ayant une espérance de vie plus courte seraient alors avantagés par la première option2

. Il peut encore être possible d’autoriser une sortie en capital, qui supprimerait l’inégalité liée au différentiel d’espérance de vie à l’intérieur d’une même génération. Cependant, la rationalité des décisions individuelles en termes d’épargne fait réellement question (certains épargnent trop, d’autres trop peu), ce qui rend dangereux un mécanisme offrant autant de liberté. Cette sortie en capital pourrait être uniquement partielle, en cas de report d’activité3

. Plusieurs modalités existent donc pour aborder la question des retraites selon un prisme d’équité intra générationnelle. Il est alors possible de tenter de corriger les inégalités en termes d’espérance de vie entre différentes catégories d’une même génération. Quelles seraient alors les modalités d’une telle prise en compte ? N’est-ce pas alors une brèche dans le mécanisme de retraite par répartition ? Pour tenter de répondre à ces questions, revenons sur le principe d'un bilan actuariel de la retraite par répartition.

3.1 Le principe de l’équilibre individuel de répartition

La neutralité actuarielle d’un système de retraite par répartition peut s’exprimer au travers du ratio de la valeur actuelle des cotisations à la valeur actuelle des prestations ; elle est atteinte si ce ratio est égal à 1. D’un point de vue formel, si nous considérons un individu qui commence à travailler à la date t , qui prend sa retraite à la date T, touche sa première0

pension à la date T+1 et meurt à l’âge N, touche un salaire W , contribue pour sa retraite aut

taux

ρ

π

La valeur actuelle à la date t de ses contributions est :0

0 . . /(1 )t t t t t t T W r ρ π = −> +

∑

Avec P la pension versée, la valeur actuelle en t t de ses pensions de retraite est : 0

2 _{Cf. Gronchi et Nistico (2006).}

. 1 /(1 )t t t t T N P π r = + −> +

∑

Le débat portant sur l’équité à l’intérieur d’une même génération vient essentiellement des différentiels forts existant sur la valeur du paramètre

π

modifier en conséquence les autres paramètres – en priorité la valeur de T – afin de rétablir une neutralité actuarielle intra générationnelle. Une réflexion importante est menée de longue date sur les conditions de vie au travail, leur influence sur la santé des travailleurs et donc sur leur longévité. En France, l’abaissement de l’âge de la retraite à 60 ans a contribué à gommer la distinction s’opérant à partir de la pénibilité du travail. Quelques professions spécifiques restent concernées, ainsi que certaines formes de contraintes, sans pour autant qu’une véritable interrogation sur les conditions de travail ne soit fondatrice des dernières modifications dans le système de retraite. Pourtant, l’étude des conditions de travail, de la santé et de la pénibilité au travail rejoint le débat sur la retraite par répartition, dès lors que le travail influence la longévité des salariés et le nombre de pensions touchées. On trouve effectivement plusieurs articles de la littérature académique économique ou médicale documentant les écarts d’espérance de vie entre catégories socio professionnelles ainsi que l’influence de certaines conditions de travail précises : travail de nuit, exposition aux intempéries. Mais, ces réflexions ne sont pas exemptes d’un fort débat sur le principe même des retraites par répartition.

3.2 Une brèche dans le principe de répartition ?

Evaluer le rendement virtuel pour l’assuré social du placement que constituerait la répartition a-t-il véritablement un sens ? La répartition fonctionne jusqu’à ce jour de façon aveugle et égalitaire : le cotisant est couvert pour toute sa durée de vie à partir de l’âge de la retraite. Il y a donc une très large mutualisation et solidarité entre les individus. La prise en compte plus précise des conditions de vie de chaque individu pose des questions que l’on retrouve également dans l’hypothèse de la création de comptes notionnels : va t-on vers une capitalisation déguisée et une atténuation de la solidarité nationale ? Peut-on rompre une règle d'application universelle (départ en retraite à âge fixe) pour corriger quelques inéquités seulement tout en en négligeant certainement beaucoup d'autres? Il serait également possible de trouver une justification éthique et économique dans la redistribution qui s’opère actuellement entre les cotisants à longévité courte et ceux à longévité longue : le risque couvert est celui de la vieillesse et des frais qui y incombent. De notre point de vue, cette lecture apparaît cependant trop grossière. Le véritable problème réside alors dans le fait que certains cotisants ne pourront pas profiter de leur retraite, ou pas assez, car on leur demande de cotiser trop longtemps relativement à leur longévité.

Dès lors, si l’on accepte une prise en compte des parcours de vie dans l’évaluation de la durée de cotisation, la véritable question réside dans les grilles de catégories pertinentes pour effectuer cette distinction. En effet, des catégories trop larges conduisent à des effets de seuil, alors que des catégories trop fines occasionneraient des problèmes de base objective et dédouaneraient les partenaires sociaux d’un engagement sur la santé. La question réside également dans les choix de société qui sous tendent l’adoption de telles grilles : doit-on faire

une distinction homme – femmes ? quel sens donner aux inégalités issues de comportements à risque (tabac, alcool…) ? Quelques observations factuelles peuvent nous permettre de fournir des éléments de réponse à ces questions. Il s’agit alors de trouver des critères pertinents fondant en raison une différenciation de la période de cotisation en fonction des parcours de vie. Une fois le lien entre les facteurs précédent et l'espérance de vie étayé, il faut concevoir un mécanisme permettant d'en tenir compte pour la liquidation de la retraite. Aujourd'hui, des trimestres de cotisation sont déjà offerts par exemple en fonction du nombre d'enfants. Cette solution est donc facile à mettre en œuvre, à partir du moment où le lien entre les facteurs en question et l'espérance de vie est bien documenté. Voyons plus précisément quelques critères.

3.3 Catégories socio professionnelles et espérance de vie

On peut voir ci-dessous que la distinction des durées de cotisation entre catégories socio professionnelles comportait une certaine justification lorsque l’on distingue deux grandes catégories, comme le font Kunst et al.4

Rapport comparatif de mortalité des travailleurs "manuels" et "non manuels" 0 0,2 0,4 0,6 0,8 1 1,2 1,4

France Angleterre Suède Italie Es pagne

Non manuels Manuels

Source : Kunst et al. (2000).

Comme on peut le remarquer, la France se caractérise par un fort écart entre les différents types de profession, même lorsque l’on se limite à deux grandes catégories. Les autres pays européens, dans une moindre mesure, présentent également des écarts significatifs. Ces chiffres sont confortés par de nombreuses études, mettant en exergue à la fois le rôle du diplôme et de la catégorie socio professionnelle dans les différentiels de mortalité. Même si ces différences de mortalité s’estompent aux très grands âges, nous observons de fortes disparités dans l’espérance de vie expliquées par ces deux variables5_.

4 _{Cf. Kunst et al. (2000).}

Une première question apparaît : ces écarts sont-ils dus au travail lui-même, à l’hygiène de vie souvent associée à des catégories socioprofessionnelles, aux revenus, à l’usage de la médecine préventive… ? L’une des explications réside dans le rationnement des soins, même s’il existe un système de couverture maladie. Mais ce n’est pas suffisant : l’une des causes pourrait également résider dans le rôle culturel ou dans l’environnement social. Par exemple, il a été démontré que les soins préventifs étaient moins couramment utilisés par les catégories socio professionnelles moins favorisées6_{. Soulignons en particulier que le modèle de capital humain}

appliqué à la santé par Grossman (1972) explique le recours supérieur des riches aux soins, dans la mesure où cela permet de conserver leur capacité à travailler et, par là même, des revenus substantiels7_.

En réalité, il semble souvent difficile de formuler une évaluation précise de la contribution respective de chacun de ces éléments. Or, cette évaluation serait en toute logique pourtant nécessaire si l’on veut fonder un système de retraite sur de telles distinctions. Une voie pour repérer les différentes causes possibles consiste à détailler plus encore les catégories pour isoler spécifiquement le rôle du travail. Certains travaux ont ainsi pu mettre la surmortalité des rotativistes chez les imprimeurs de la presse parisienne8_{. Des études épidémiologiques}

peuvent également fournir des éléments tangibles : par exemple, il semble que la moitié des différences sociales dans la mortalité par cancer du poumon chez les hommes serait imputable à des expositions professionnelles spécifiques9_{. Malgré l’intérêt de telles études, il apparaît}

difficile de les utiliser pour fonder un ajustement de la durée de cotisation dans une réforme des retraites. D’abord, parce la distinction des différents paramètres qui sous tendent un différentiel d’espérance de vie est extrêmement complexe, comme nous venons de le voir. Ensuite, parce que le choix de quelques catégories – 2, comme nous venons de le voir, ou plus – crée des effets de seuils importants ou occasionnent des problèmes de base objective et d’incitations à investir dans la santé pour les partenaires sociaux. En revanche, une analyse des problèmes de santé déjà survenus avant la retraite peut être un prisme d’approche à la fois moins polémique, plus tangibles, et permettant partiellement de répondre aux inégalités socioprofessionnelles.

3.4 Une prise en compte des parcours de vie à travers la santé

L’état de santé et les antécédents médicaux d’un individu conditionnent assez largement son espérance de vie. On pourrait envisager de dresser une liste limitée de pathologies devant être recherchées au moment de la liquidation des droits à la retraite et pouvant donner lieu à bonification.

Nous savons qu’environ 14% des actifs ou anciens actifs ont connu une interruption d’activité pour raisons de santé d’au moins quatre semaines consécutives. La durée dépasse les 6 mois dans 44% des cas et trois ans dans 8%10

. Par ailleurs, il apparaît que le lien entre ces

6 _{Cf. Breuil Genier et al. (1999).} 7 _{Cf. Grossman (1972).}

8 _{Cf. Teiger et al. (1981).}

9 _{Cf. Boffetta et al., cités par Herbert et Launoy (2000).} 10 _{Cf. DREES (2005).}

événements observables et le secteur d’activité ou la catégorie socio professionnelle est très fort. Par exemple, les interruptions longues de travail sont plus fréquentes dans l’industrie et le bâtiment.

Interruption d'activité pour raison de santé par secteur d'activité (en%) 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18

Agricult ure Const ruct ion Indust rie T ert iaire Ensem ble

Source : Enquête décennale santé INSEE (2003)

De même, nous voyons que les ouvriers sont plus fréquemment concernés que les cadres.

Interruption d'activité pour raison de santé par catégorie socioprofessionnelle (%) 0 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20

Cadres Agriculteurs Indépendants P rofessions int erm édiaires

Em ployés Ouvriers Ensem ble

Source : Enquête décennale santé INSEE (2003)

Si environ 5% des actifs ou anciens actifs interrogés dans l’enquête décennale santé de l’INSEE (2003) déclarent un état de santé mauvais ou très mauvais, ce chiffre est porté à plus de 10% pour ceux ayant déjà subi un tel arrêt de travail. Comme le montre l’enquête santé de l’INSEE, ces chiffres sont encore très liés à la catégorie socio professionnelle. On peut le voir ci-dessous.

Etat de santé déclaré mauvais ou très mauvais (%) 0 2 4 6 8 10 12 14 16

Cadres Agricult eurs Indépendant s P rofessions int erm édiaires

Em ployés Ouv riers Ensem ble

Sans arrêt de t ravail

Arrêt de t ravail d'au m oins un m ois

Source : Enquête décennale santé INSEE (2003)

Or, même si l’état de santé subjectif ne peut fonder en raison une modulation de la durée de cotisation, des études américaines (Health and Retirement Study) nous ont montré qu’il y avait un lien entre la perception de sa santé et la réalité vécue.

Décès entre 1992 et 2002 en fonction de l'échelle subjective de survie (%) 0 5 1 0 1 5 2 0 2 5 3 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

Echelle subjective de survie Source : Health and Retirement Study

Ces éléments permettent donc d’avoir des informations sur l’évolution future de l’état de santé des individus et, par là même sur leur espérance de vie11

. Il serait donc sans doute

légitime de fonder une modulation de la durée de cotisation sur les problèmes de santé déjà rencontrés au cours de la vie professionnelle. Un autre élément à même d’être pris en compte pour moduler la période de cotisation pourrait être les conditions de travail et les ruptures d’activité, qui ont à la fois un impact sur la santé, la mortalité et le niveau des cotisations versées.

3.5 Conditions de travail et ruptures d’activité

Il existe des études mettant en évidence l'impact de certaines conditions de travail difficiles sur l'espérance de vie du salarié. Il s'agit en particulier de l'exposition aux intempéries et du travail de nuit. Il est vraisemblable que les conditions de vie qui accompagnent en général la précarité influencent défavorablement l'espérance de vie. Si cela était vérifié, la prise en compte de ce critère serait aisée car la précarité est une donnée administrative. Elle peut se mesurer par le nombre et la nature des contrats de travail dans une vie professionnelle ou encore la fréquence et la durée des périodes de chômage.

Une première idée consiste à évaluer la pénibilité du travail dans sa composante physique. Le travail de nuit et les horaires alternés ont également des effets néfastes sur la santé : troubles du sommeil, troubles gastro-intestinaux et maladies cardio-vasculaires sont plus fréquents pour ce type de salariés. Il semblerait donc que ces troubles de santé conduisent à un différentiel de mortalité significatif entre travailleurs postés (ou de nuit) et travailleurs de jours.

Il apparaît par ailleurs que cet aspect physique est très insuffisant, dans la mesure où les conditions de travail ont beaucoup évolué ces dernières décennies dans les pays développés, provoquant de nouvelles sources de pénibilité et de risques pour la santé (polyvalence, précarité…)12

. Des études ont été menées pour tenter d’établir un lien entre l’organisation du travail et la santé des seniors. On peut alors constater qu’un manque de latitude décisionnelle, de soutien au travail et de sentiment d’insécurité vis-à-vis de l’emploi ont des répercussions notables sur la santé et notamment le risque de dépression13

. Ce troisième élément est déterminant : en effet, l’insécurité, au-delà de la réalité néfaste du chômage lui-même sur la santé de l’individu (occurrence du risque), a une influence forte sur son niveau de stress et sa santé, notamment en ce qui concerne les phénomènes de dépression. Par ailleurs, notons que la relation de causalité entre la santé et le chômage peut être ambiguë 14

: si la dégradation de la santé provoque une sortie anticipée du marché du travail15

, le chômage a en retour un effet pathogène16_{. On peut donc dire qu’il y a un triple effet du phénomène de chômage sur la}

neutralité du système de retraite : il créé du stress en amont de l’occurrence du risque de perte d’emploi ; a un impact pathogène une fois que le risque est survenu ; enfin, il réduit le montant des cotisations versées.

12 _{Voir notamment Askenazy (2004).}

13 _{Voir notamment Debrand et Lengagne (2007).} 14 _{Volkoff et al. (2000), Lasfargues (2005).} 15 _{Cf. Saurel-Cubizolles et al. (2001).} 16 _{Cf. Bungener et Pierret (1994).}

Dans la perspective d’une réforme des retraites, il serait sans doute pertinent de s’attacher à la pénibilité du travail en nous limitant à un nombre très réduit de conditions qui fassent consensus : le travail de nuit, ou dans des conditions climatiques très difficiles, par exemple. En revanche, la prise en compte de périodes de chômage, notamment dans des secteurs où le taux de chômage est important, pourrait être l’un des éléments de la réforme pour les trois raisons évoquées plus haut. Une autre idée pourrait consister à prendre en compte, dans les modalités de déblocage de la retraite, les revenus ou le patrimoine des salariés.

3.6 Faut-il prendre en compte le patrimoine ou le revenu des individus dans l'âge de liquidation ?

La santé à 60 ans dépend des revenus et de la richesse des individus. Le patrimoine à l'âge de la retraite devrait donc se révéler différenciant sur l'espérance de vie. Reste à circonscrire le périmètre pris en compte (y.c. résidence principale? y.c. héritage?). Les revenus servent quant à eux de base au calcul des cotisations et donc des droits. Faut-il également les intégrer dans la détermination de l'âge de la retraite?

Le niveau de revenu a une incidence négative sur la mortalité comme l’ont montré plusieurs études17_{. On peut le voir ci-dessous, à l’aide de l’étude Health and Retirement Study, tout en}

gardant à l’esprit qu'on ne peut assimiler évaluation personnelle de l’état de santé et état réel.

Revenu moyen des foyers de personnes mariées en fonction du niveau de santé autoévalué (en milliers de $)

0 20 40 60 80 1 00 1 20

M auv ais M o yen Bo n T rès bon Ex cellent

Source : Health and Retirement Study

Le même type de lien peut être constaté en ce qui concerne le patrimoine plutôt que le revenu des personnes interrogées.

Patrimoine moyen des foyers de personnes mariées en fonction du niveau de santé autoévalué (en milliers de $)

0 1 00 2 00 3 00 4 00 5 00 6 00

M auv ais M o yen Bo n T rès bo n Ex cellent

Source : Health and Retirement Study

On peut ensuite constater que le risque relatif de décès est plus important pour les personnes locataires que pour celles qui sont propriétaires de leur logement, avec des différences de l’ordre de 10% dans le risque relatif de décès aux grands âges18

. D’autres études viennent confirmer qu’un patrimoine plus important réduit le risque de mortalité, même après avoir contrôlé par d’autres facteurs socio économiques ou démographiques19

.

Il serait par conséquent justifié de tenir compte de l’état des revenus ou du patrimoine dans les modalités d’ajustement de la période de cotisation. D’abord, parce que le patrimoine a une incidence sur l’espérance de vie au moment de la cessation d’activité. Ensuite, parce qu’il constitue en lui-même une assurance contre les frais importants occasionnés par le risque vieillesse, notamment en cas de dépendance. Néanmoins, on peut craindre que de telles mesures occasionnent une forme d’aléa moral ayant trait à la constitution d’un patrimoine. A quoi bon devenir propriétaire si c’est pour prendre sa retraite dans des conditions peu avantageuses ? Il importerait donc, si de telles mesures étaient mises en place, de veiller à une progressivité permettant de limiter les effets de seuils.

Ce qui précède visait à poser les fondements d’une prise en compte différenciée des trimestres de cotisations en fonction de l’espérance de vie par catégories. Il nous apparaît également souhaitable de prendre en compte de manière plus large les perspectives de consommation durant la période d’inactivité. En particulier, il serait possible d’intégrer le risque de dépendance dans le mécanisme de liquidation des pensions de retraite. Cela permettrait d’assurer une continuité des financements entre période de bonne santé et de santé dégradé. Voyons-en les modalités possibles.

18 _{Voir notamment Robert-Bobée et al. (2007), à partir des échantillons Grand Age et Très Grand Age.} 19 _{Cf. Bond Huie et al. (2003). Voir également Jusot (2004) dans le cas français.}

4 Intégration du risque dépendance

La dépendance est pour un retraité donné signe d'une dégradation de son état de santé et de son espérance de vie. Mais, aux alentours de 60 ans, cet état ne s'est pas encore déclaré. Il pourrait être proposé au liquidant de lier retraite et couverture du risque dépendance. Par exemple, lui permettre de cotiser plus longtemps pour acquérir une couverture du risque dépendance. Dans ce cas, le service des pensions serait augmenté par la survenance de la dépendance. L'outil clé dans un tel mécanisme est une table de mortalité en capacité autour de 60 ans. Là encore, il est possible de concevoir des catégories distinctes en fonction des probabilités d’occurrence du phénomène.

Comme pour l’état de santé et le risque de mortalité, on observe des comportements distincts selon les épisodes de santé durant la vie et les catégories socioprofessionnelles. Par exemple, on peut constater une plus forte propension à la limitation des activités quotidiennes pour les individus – actifs ou anciens actifs – ayant déjà subi de longs arrêts de travail.

Limitation déclarée dans les activités habituelles (%)

0 5 10 15 20 25 30 35 40

Cadres Agricult eurs Indépendant s P rofessions int erm édiaires

Em ployés Ouvriers Ensem ble

Sans arrêt de t rav ail

Arrêt de t ravail d'au m oins au m ois

Source : Enquête décennale santé INSEE (2003)

Les chiffres ci-dessus sont confortés par différentes études : si l’espérance de vie à 35 ans se fait à 90% sans incapacité chez les cadres, cette part ne serait que de 81% chez les ouvriers20

. De même, la part des périodes d’incapacité dans la vie des hommes après 60 ans serait de 19% pour les cadres et de 29% pour les ouvriers21

. Ces inégalités semblent se générer à

20 _{Cf. Cambois et al. (2001).} 21 _{Cf. Cambois et Robine (2001).}

plusieurs niveaux : l’élévation du niveau d’instruction est en partie responsable de la diminution de l’incapacité, d’abord 22

; la profession peut constituer également un facteur de détérioration de santé ou d’accident à travers des conditions de travail pénibles, ensuite23

. Il y a donc un cumul des inégalités à la fois dans les chances de survie, comme nous l’avons vu, et dans les chances de survie sans incapacité, ce qui corrobore les observations internationales24

. L’enquête Handicaps, Incapacités, Dépendance (HID) permet de mieux en appréhender les manifestations auprès des personnes en incapacité. Il apparait des inégalités sociales à double détente : des différences dans l’exposition aux différents types de problèmes fonctionnels ; dans les probabilités que ces problèmes s’accompagnent de restriction d’activité25_.

Finalement, il apparaît nécessaire, là encore, si l’on souhaite inclure le financement de l’état de dépendance dans le processus de financement des retraites, de concevoir des tables d’espérance de vie en capacité comme en incapacité en fonction des catégories qui auront été établies pour les retraites elles-mêmes. Ainsi, il sera possible, en fonction des épisodes de santé, des conditions de travail et du patrimoine, par exemple, d’établir les modalités de cotisations suivant lesquelles la dépendance est prise en charge en cas d’occurrence.

Conclusion

A la lecture des principales données portant sur les retraites, il apparaît nécessaire de mener à la fois une réflexion sur l’équité entre les générations et sur l’équité à l’intérieur d’une même génération. Le débat sur la pénibilité n’est cependant pas le prisme le plus pertinent pour y parvenir. A ce propos, il semble sans doute plus cohérent d’établir une liste très courte de conditions de travail réellement traumatisantes (travail en extérieur, travail de nuit) et tenir compte également de la précarité des carrières. Par ailleurs, il est sans doute possible de tenir compte du patrimoine des ménages au moment de la liquidation des retraites, bien que cela réclame une grande prudence si l’on veut éviter les effets seuils et les conséquences d’un aléa moral. Enfin, il est sans doute nécessaire de tenir compte de l’état de santé des individus au moment de la liquidation de la retraite. Celui-ci a de toute évidence un impact fort sur l’espérance de vie et la probabilité d’occurrence de phénomènes de dépendance. Cette dernière pourrait être intégrée alors au mécanisme de financement de l’assurance vieillesse en usant de tables de mortalité en capacité.

Tenir compte de plusieurs paramètres comme nous nous proposons de le faire suppose avant tout de bien préparer une telle réforme. Nous savons que la réforme italienne a été préparée et votée très rapidement, sans rapport d’experts ni débat public, contrairement à la réforme suédoise (deux ans entre le premier rapport et la législation 92-94, et cinq années supplémentaires avant la mise en place complète 99). Par voie de conséquences, l’acceptation

22 _{Voir notamment Freedman et al. (1999).}

23 _{Voir notamment Siegrist (1996) ou Karasek (1990).} 24 _{Cf. Crimmins et al. (2003).}

et la viabilité de ces deux réformes sont très différentes et il importera de ne pas tomber dans les pièges d’un débat occulté et d’un vote éclair.

Annexe 1 : Données disponibles

Echantillon démographique permanent de l’INSEE

L’échantillon démographique permanent a été créé en 1967. Il contient des informations issues des bulletins d’état civil de naissance, de mariage, de reconnaissance et de décès depuis 1968 ainsi que des recensements 1968, 1975, 1982, 1990 et 1999. Les informations issues des enquêtes annuelles de recensement sont également intégrées. L’échantillonnage est un tirage aléatoire simple correspondant à un sondage au 100è de la population de naissance (4 jours de naissance). Les informations recueillies sont d’ordres démographique et social : sexe, état matrimonial, date et lieu de naissance, nationalité, département et commune de résidence, diplôme, catégorie sociale, emploi, structure du ménage, décès éventuel…

L'échantillon démographique permanent (EDP) est le premier panel sociodémographique de grande taille mis en place en France, pour étudier la fécondité, la mortalité, la mise en couple, les migrations géographiques au sein du territoire national, la mobilité sociale et la mobilité professionnelle, ainsi que les interactions possibles entre ces différents aspects. Pour étudier des trajectoires, deux approches sont possibles : questionner les personnes sur leurs parcours passés ou, avec un panel, les suivre pour accumuler les informations au fur et à mesure. Cette seconde approche, celle de l'échantillon démographique permanent, prend du temps mais permet de disposer d'informations plus précises et plus fiables, parce que non affectées par des effets de mémoire. Par sa taille, l'échantillon démographique permanent permet des analyses fines qui peuvent notamment prendre en compte les effets de génération et des différenciations selon les qualifications, l'origine...

Enquête Santé de l’INSEE

Comme les enquêtes précédentes, l'enquête Santé réalisée en 2002-2003 (ou enquête décennale de santé) a pour objectifs de :

- décrire l'état de santé de la population : morbidité déclarée ainsi que la santé perçue ; - fournir les éléments quantitatifs sur la consommation de soins et la prévention (en volume et en valeur) ;

- permettre d'analyser l'état de santé, la consommation de soins et la prévention, en regard des caractéristiques sociodémographiques (âge, sexe, profession…) des individus et de celles de leur ménage.

La première enquête Santé a été réalisée en 1960-1961. Les suivantes se sont déroulées en 1970-1971, puis en 1980-1981 et 1991-1992. La dernière enquête de 2002-2003 permet, tout en gardant possibles les comparaisons avec les enquêtes précédentes, de se rapprocher des autres enquêtes européennes, notamment dans son contenu santé, sensiblement plus fourni que précédemment. L'enquête Santé 2002-2003 s'est enrichie de plusieurs "auto-questionnaires" (questionnaires remplis par les individus eux-mêmes), largement utilisés au niveau international, portant sur la santé perçue, les conditions de travail passées et actuelles, ainsi que sur la description d'un certain nombre de pathologies. Au final, environ 16 800 ménages ont répondu à cette enquête, soit environ 40 900 personnes qui composent la population des ménages répondants (individus dits " éligibles ", c'est-à-dire des individus de

plus de 18 ans). Par rapport aux autres sources, l'enquête Santé, en raison de sa taille et de sa durée, permet un approfondissement sensible de certains thèmes comme la dynamique de recours aux soins, la santé perçue et les comportements de prévention.

Enquête patrimoine de l’INSEE

Appelées « Actifs financiers » en 1986 et 1992, puis « Patrimoine » en 1998 et 2004, les enquêtes Patrimoine décrivent les biens immobiliers, financiers et professionnels des ménages. Ces enquêtes observent en évolution la distribution des patrimoines des ménages et les taux de détention des différents actifs patrimoniaux. Elles comportent aussi une information très complète sur les facteurs explicatifs des comportements patrimoniaux : biographie familiale et professionnelle, héritages et donations, revenus et situation financière. Compte tenu des logements hors-champ et des non-réponses, le nombre de ménages répondants est de 9692 ménages et de 22 821 personnes.

Enquête HID

La première vague de l’enquête HID (Handicap – incapacités –dépendance) a été réalisée fin 1998 auprès d’un échantillon d’environ 15000 personnes vivant en institutions : établissement pour personnes âgées, foyers pour handicapés, institutions psychiatriques. Par ailleurs, 300 000 personnes vivant en domicile ordinaire ont reçu un court questionnaire « vie quotidienne et santé » à l’occasion du recensement de 1999, permettant d’en choisir 20000 recevant la visite d’un enquêteur de l’Insee. Le questionnaire HID a pour objectif principal de dénombrer le stock (prévalence) et le flux (incidence) de personnes dépendantes selon la grille AGGIR. Enquête Share

L’enquête Share est une enquête menée dans 14 pays européens sur un échantillon de 32 000 personnes de plus de 50 ans. Les données collectées sont très nombreuses ; elles portent sur la qualité de vie, l’état de santé, la prévention, la consommation de soins, le logement, les liens sociaux et familiaux, l’emploi, la santé au travail, la vie associative, les revenus et le patrimoine, la pauvreté et les inégalités. Elle comprend un échantillon d'environ 3 000 personnes en France. Les deux premières vagues ont fourni des données accessibles publiquement. La troisième, "Sharelife", fournira des données, également publiques, à partir de la fin de l'année. Elle est plus complète que les deux précédentes puisqu'elle s'intéresse aux parcours de vie et non uniquement à la situation actuelle.

Beaucoup d'éléments sont intéressants dans le cadre de notre recherche, notamment sur l'état de santé, le patrimoine, ou l'évaluation subjective des agents de leur chance de survie au delà d'un âge donné. Quelques travaux ont été menés à partir de ces données; on peut signaler en particulier un numéro spécial récent d'Economie et Statistique. Il est cependant difficile d’établir, à l’aide de l’enquête Share, une table de mortalité par catégorie, mais il est possible d’obtenir d’autres types de renseignements. Un moyen serait de s’attacher à l’évaluation subjective de l’état de santé. On sait que cela constitue une bonne estimation de la mortalité. Néanmoins, il peut être plus objectif de comparer les événements réels de santé en fonction de différents paramètres. Quelques résultats peuvent être pertinents en regard de notre interrogation. Ils semblent confirmer les résultats d’études déjà menées pays par pays. Deux

critères ont été pris dans le tableau ci-dessous : le niveau d’éducation (classification européenne en 3 catégories) et le niveau de patrimoine. Les données ci-dessous correspondent aux parts de la population ayant subi l’un des trois événements à gauche durant les deux ans séparant les deux premières vagues de l’enquête (attaque cardiaque, limitation dans les activités quotidiennes, décès).

Part de la population des plus de 50 ans concernée par des événements négatifs de santé au cours des deux années (en fonction du niveau d’éducation et du patrimoine)

Education Patrimoine Attaque cardiaque

Bas 0,98 Bas 0,86

Moyen 0,68 Moyen 0,79

Haut 0,48 Haut 0,7

Limitation dans les activités quotidiennes

Bas 21,06 Bas 20,94 Moyen 12,21 Moyen 14,86 Haut 8,38 Haut 11,6 Mortalité Bas 5,09 Bas 6,09 Moyen 3,16 Moyen 3,52 Haut 2,78 Haut 2,52

Source : Enquête Share.

Le nombre de décès ou d’occurrence de l’état de dépendance dans l'enquête Share est trop faible pour fonder des critères pertinents de modulation de la cotisation. Le travail sur Share doit donc surtout être considéré à long terme. En ce sens, les éléments apportés permettent d'élargir la problématique fixée au départ. On a par exemple relevé les items suivants intéressant directement notre étude :

PH003 : Comment décririez-vous votre état de santé actuel ? PH005 : Quelles sont les limitations de vos activités ?

PH006 : Quelles ont été vos maladies diagnostiquées par les médecins ?

EP036 : En pensant à votre travail actuel, souhaitez-vous prendre votre retraite le plus tôt possible ?

EP037 : Avez-vous peur que votre état de santé ne limite votre capacité à travailler avant votre départ en retraite ?

EP013 : Combien d’heures travaillez-vous par semaine ? EP025 : Quelle est votre satisfaction au travail ?

EP027 : Est-ce que votre travail vous sollicite physiquement ? EP029 : Manquez-vous de liberté dans votre travail ?

EP037 : Avez-vous peur d’être limité dans votre travail par des problèmes de santé ? EP068 : Souffrez-vous d’une incapacité liée à votre travail ?

EP325 : Etes-vous en période de chômage ?

EX007 : Quelles sont les chances que le gouvernement ne réduise les niveau de retraite auquel vous avez droit ?

EX008 : Quels sont les chances que l’âge de la retraite ne soit relevé avant votre départ en retraite ?

EX009 : Quelles sont vos chances de vivre jusqu’à 75/80/85/90/95/100 ? En particulier, cette question a fait l’objet d’une exploitation dans la littérature (voir fiche de lecture Delavande et Rohwedder).

HO002 : Etes-vous propriétaire de votre logement ?

HO027 : Quelle est la valeur de votre patrimoine immobilier ? Sharelife

L’enquête Sharelife, réalisée en 2008-2009, constitue la troisième vague de l’enquête Share. Les deux premières vagues (vague 1 en 2004 ou 2005 ; vague 2 en 2006) concernent essentiellement la situation présente des 50 ans ou plus ; Sharelife s’intéresse à leur passé et à l’histoire de leurs vies. Thèmes abordés par le questionnaire : santé physique, comportement à risque, capacités cognitives, santé mentale, système de soins, force de préhension, vitesse de marche ; participation au marché du travail ; conditions de vie (richesse, revenu, consommation, actifs financiers, transferts, logement) ; démographie (composition du ménage, enfants) ; statut social (soutien familial et social, activité sociale, anticipations). Quelques questions supplémentaires par rapport à l’enquête Share permettent de mieux tenir compte des parcours de vie (santé, périodes de précarité, revenus…). Elles portent :

Sur le type d’emploi occupé en période d’activité (RE013, RE014, RE040) ; Sur les revenus tirés du travail durant la carrière (RE041, RE043) ;

Sur l’impact supposé du travail sur la santé (WQ035) ;

Sur la santé durant l’enfance comme à l’âge adulte (HS003, HS052, HS054) Sur l’impact supposé des problèmes de santé sur l’emploi (HS062).

Les résultats de cette étude seront reçus par les parties prenantes du projet à partir de la fin de l’année 2009 et disponibles au public à partir de l’été 2010.

The Health and Retirement Study

Cette étude, menée par l’Université du Michigan, est fondée sur une enquête auprès de 22 000 personnes américaines de plus de 50 ans. Elle a lieu tous les deux ans depuis 1992, ce qui permet d’avoir un recul supérieur à l’enquête Share, notamment pour construire des tables de mortalité. Elle s’attache à la fois à la santé physique, mentale, à la couverture assurantielle, à la situation financière, à la situation sur le marché du travail et aux éventuelles conditions de retraite.

National longitudinal mortality survey

Le propos de cette étude est de comprendre les différentiels socio professionnels, financiers et démographiques de mortalité, à travers un panel de la population américaine. Un panel de plus de 600 000 personnes a été mis en place depuis 1979, permettant notamment de s’attacher aux décès intervenus depuis cette date. Des informations démographiques, sociales, économiques et professionnelles sont collectés, ce qui permet de concevoir un lien avec les cas de décès observés.

Annexe 2 : Revue de littérature

A -

Thomas Barnay (2007), “Redistributive impact of differential mortality in the French Pay-As-You-Go system”, The Geneva Paper on Risk and Insurance, issues and

practice on Health Insurance

Résumé

L’objectif de cet article est de déterminer la rentabilité actuarielle et l’âge actuariel de la retraite pour des hommes cessant leur activité au-delà de 55 ans avec une pension unique du secteur privé et pas d’interruption dans leur carrière de cotisant. En France, il y a des différences considérables de mortalité entre les catégories socioprofessionnelles, ce qui conduit à des redistributions significatives. L’application du concept d’équité actuarielle conduirait à des différences notables dans l’âge de la retraite par catégorie socioprofessionnelles afin de compenser ces différences de mortalité.

Méthodologie et Données

La méthodologie repose sur l’étude du ratio des pensions reçues aux contributions versées sur l’ensemble de la durée de vie. Cette recherche utilise les données de l’enquête Insee Emploi 1996, comprenant un échantillon de 11 200 ménages de plus de 50 ans. Des catégories socio professionnelles sont utilisées de manière large : cadres, professions intermédiaires, employés, ouvriers qualifiés, ouvriers non qualifiés. Une espérance de vie par catégories socio professionnelles est d’abord donnée, se fondant sur l’étude de Mesrine (1999).

Espérance de vie par catégorie

CSP Espérance de vie à 35 ans Espérance de vie à 60 ans Espérance de vie à 65 ans Cadres 44.5 22.5 18.5 Intermédiaires 42.0 19.5 16.0 Employés 40.0 19.0 15.5 Ouvriers qualifiés 39.0 17.5 14.0

Ouvriers non qualifiés 37.0 16.0 13.0

Source : Calculs de l'auteur d'après Mesrine (1999) Résultats

L’application du concept d’équité actuarielle par catégories socio professionnelles conduit à des différences substantielles dans l’âge de départ à la retraite – on voit une différence de 5 ans entre les travailleurs non qualifiés et les cadres. La mise en œuvre de ce système doit néanmoins être envisagée avec précaution du fait des contraintes pesant sur le marché du travail. Par ailleurs, ces éléments peuvent être en opposition avec les préférences individuelles des salariés.

B -

A partir de l’échantillon démographique permanent de l’INSEE, l’auteur calcule les espérances de vie par catégories. Ces catégories sont à la fois fondées sur des éléments socioprofessionnel et sur des types de métiers, ce qui permet une certaine finesse dans l’analyse.

Mortalité des hommes suivant la catégorie socioprofessionnelle sur la période 1982-1996 Catégorie socioprofessionnelle Indice de

mortalité (SMR de 30 à 75 ans) Probabilité de décéder entre 35 et 65 ans Espérance de vie à 35 ans

Cadres professions libérales

Cadres de la fonction publique, professions intellectuelles et artistiques Cadres d’entreprise

Professions libérales Agriculteurs exploitants Professions intermédiaires

Prof . intermédiaires de l’enseignement, la santé, la Fonction publique et assimilées

Techniciens

Contremaîtres, agents de maîtrise

Prof. intermédiaires administratives et commerciales des entreprises

Artisans, commerçants, chefs d’entreprise Chefs d’entreprise Artisans Commerçants et assimilés Employés Employés du commerce

Employés de la Fonction publique Employés administratifs d’entreprise Personnels des services directs aux particuliers

Ouvriers

Ouvriers qualifiés Ouvriers agricoles Ouvriers non qualifiés

0.6 0.57 0.61 0.69 0.72 0.77 0.71 0.72 0.77 0.84 0.84 0.57 0.84 0.9 1.03 0.97 1.00 1.03 1.41 1.18 1.12 1.16 1.30 13.0 12.0 13.5 15.0 15.5 17.0 16.0 16.5 16.5 19.0 18.5 12.5 18.5 19.5 23.0 22.0 22.0 23.5 33.0 26.0 24.5 27.0 29.0 44.5 46.0 43.5 44.0 43.0 42.0 42.5 42.0 42.5 41.0 41.5 43.5 41.5 41.0 40.0 40.5 40.5 40.0 36.5 38.0 38.5 37.5 37.0 Actifs Inactifs 0.93 2.09 21.5 41.5 40.5 34.0 Ensemble 1.00 22.0 40.0

Résultats

Le constat selon lequel les risques de décès varient selon le milieu social reste vrai. Parmi les hommes, les disparités de mortalité restent fortes. La surmortalité des inactifs et des chômeurs par rapport aux actifs ayant un emploi s’est accrue dans les années quatre-vingt dix. Les écarts de mortalité parmi les femmes sont moins forts. Dans les couples, la mortalité d’un homme est plus influencée par sa position sociale personnelle que par celle de son épouse, alors que la mortalité d’une femme est influencée à la fois par son origine sociale et la position sociale de son mari.

C -

Emmanuelle Cambois et Jean-Marie Robine (2000), Inégalités sociales d’espérance de vie

sans incapacité en France : résultats et points de méthodologie

Données et population couverte

Pour l’incapacité : enquêtes françaises sur la santé et les soins médicaux (1981 et 1991) qui fournissent la prévalence de l’incapacité pour la population vivant en ménages ordinaires. La population est répartie en trois groupes socioprofessionnels (ouvriers, professions intermédiaires et cadres) et quatre tranches d’âges.

Pour la mortalité différentielle : la table de mortalité générale a été décomposée par CSP. Les données sur les différentiels de mortalité proviennent des enquêtes post-censitaires de l’INSEE. Les taux de mortalité par âge pour les CSP sont estimés à partir de ces données en utilisant un modèle de progression exponentielle de la mortalité avec l’âge (loi de Gompertz). La population de l’étude couvre 90% des hommes de 35 ans et plus. Les jeunes, les femmes et certaines catégories hétérogènes ne sont pas couvertes. En effet, les femmes n’étaient rattachées à l’enquête INSEE de 1954, qui constitue l’échantillon initial de cette étude, que par leur statut d’épouses.

Résultats

Groupe des cadres Groupe intermédiaire Groupe des ouvriers 1980 1991 80-91 1980 1991 80-91 1980 1991 80-91 Espérance de vie à 35 ans 41.3 43.5 +2.2 39.6 41.8 +2.2 35.9 38.1 +2.3 à 60 ans 19.1 21.1 +2.0 18.4 20.4 +2.0 15.8 18.0 +2.2 Espérance de vie sans incapacité à 35 ans 35.9 38.2 +2.3 32.8 35.1 +2.4 28.6 31.4 +2.8 à 60 ans 14.3 17.0 +2.7 12.8 14.9 +2.1 10.5 12.8 +2.3 Espérance de vie avec incapacité à 35 ans 5.4 5.4 -0.1 6.9 6.7 -0.1 7.3 6.7 -0.5 à 60 ans 4.8 4.1 -0.7 5.6 5.5 -0.1 5.3 5.3 -0.1

D -

Rapport remis au Conseil d’Orientation des Retraites, Avril 2003, Pénibilité et retraite Données concernant la mortalité différentielle

Le rapport reprend des données tirées de « Inégalités sociales d’espérance de vie sans incapacité en France : résultats et points de méthodologie » E. Cambois et J-M Robine, Médecine/Sciences 2000, n°11, vol 16, novembre 2000. Cet article est résumé ci-dessus. Pénibilité

Au total, la prise en compte de la pénibilité dans le versement des pensions apparaît complexe et délicate. Délicate, politiquement, du fait de la multiplicité des revendications possibles. Complexe, du fait de la variété des pénibilités envisageables et des difficultés que pose leur hiérarchisation entre elles et au sein de chaque métier. Le tableau suivant (Annexe 7 du rapport) donne un aperçu de cette complexité.

Les secteurs les plus exposés, tri par type de pénibilité Type de pénibilité Premier secteur concerné Deuxième secteur Troisième secteur Quatrième secteur Travail soumis au bruit Industries du bois et du papier Industrie textile Industrie des produits minéraux Métallurgie, transformation de métaux Obligation d’utiliser des équipements de protection individuelle construction Métallurgie et transformatio n des métaux Production de combustible et de carburants Industrie du bois et du papier Rythme de travail imposé par une machine Industries du textile Industrie du bois et du papier Industrie automobile Industrie agricole et alimentaire

Travail répétitif Industrie agricole et alimentaire Habillement, cuir Industrie automobile Agriculture, pêche, sylviculture Travail demandant des efforts physiques Construction Agriculture, pêche, sylviculture Santé, action sociale Commerce de détail, réparation Travail soumis à de fortes chaleurs Industrie des produits minéraux Santé, action sociale Hôtels, restaurants Activités récréatives, culturelles et sportives (*)

Travail soumis au froid Industrie agricole et alimentaire Commerce de détail, réparation Commerce de gros Agriculture, pêche, sylviculture Travail soumis à un rythme rapide Hôtellerie, restauration Intermédiation financière Gestion de biens immobiliers Industries manufacturière Travail obligeant une posture pénible Agriculture, pêche Construction Industrie textile Services opérationnels Travail à la chaîne Habillement, cuir Industrie automobile Industrie agricole et alimentaire Industrie des équipements du foyer Source : Tableau effectué à partir de l’enquête Conditions de travail

(*) Les discussions que laissent entrevoir ce tableau sont infinies : par exemple, faut-il accorder des trimestres de cotisations (et combien ?) à un moniteur du club méditerranée pour avoir été exposé au soleil ?

La nomenclature des pénibilités elle-même génère des discussions considérables ; par exemple les catégories suivantes recoupent des réalités très proches : travail à la chaîne, travail obligeant à une posture pénible, travail soumis à un rythme rapide, travail répétitif et rythme de travail imposé par une machine.

Le rapport envisage également de recourir à des indices de pénibilité fondé sur des données objectivables, grâce aux travaux des comités techniques nationaux de la CNAMTS : Indice de fréquence des accidents du travail, taux de gravité des incapacités temporaires, nombre d’accidents mortels, maladies professionnelles, nombre d’accidents avec arrêt. Néanmoins, deux interrogations ne peuvent être dissociées : d’une part, celle portant sur la légitimité d’un départ à la retraite précoce fondé sur la pénibilité ; de l’autre, inciter les entreprises à prévenir les problèmes de santé et améliorer les conditions de travail de telle manière que le maintien en activité soit possible.

E -

Adeline Delavande et Susann Rohwedder (2008), “Differential mortality in Europe and the US : Estimates based on subjective probabilities of survival”, Rand Working Paper

Résumé

Le propos de cet article est d’utiliser les probabilités subjectives de survie afin d’examiner le lien entre le statut socioéconomique et la mortalité. Cette gageure est somme toute assez classique et comporte des applications à la fois au niveau des politiques publiques, des marchés financiers et des décisions individuelles. Les résultats obtenus sont assez robustes mais réclament généralement un riche panel de données. L’originalité de ce travail est de se fonder sur les probabilités subjectives de survies, qui sont directement accessibles à partir d’une seule enquête. Les données américaines du Health and Retirement Study permettent d’analyser la légitimité empirique de cette méthode. Les données Share, qui à l’heure actuelle manquent de recul sur la mortalité, pourraient ainsi être plus aisément utilisées, dans la mesure où elles comportent des questions sur les probabilités subjectives de survie. Cette étude permet d’étudier l’évolution des différentiels de mortalité selon la richesse en fonction de données subjectives. On peut ainsi faire des comparaisons dans le temps sur ces différentiels, mais aussi dans l’espace en examinant comment se comportent ces différences selon les pays étudiés. Néanmoins, il semble hasardeux de construire des tables de mortalité alternatives en nous fondant sur ces éléments, comme on peut le voir ci-dessous. Plus encore, il serait très délicat de fonder une politique publique sur des catégories qui seraient façonnées selon un point de vue subjectif.

Données

Dans l’enquête Share, la question suivante a été examinée “Quelle est la probabilité que vous soyez en vie à l’âge de 75 ans ? ». Or, on se rend compte, même s’il y a une corrélation positive, que l’espérance de vie subjective est assez éloignée de l’espérance de vie réelle.

Présentation des probabilité subjectives de survie à 75 ans par état vital à 75 ans

% Survie subjective à 75 ans N

Moyenne 25è percentile médiane 75è percentile En vie à 75 ans 67.52 50 70 90 850 Morts à 75 ans 57.26 40 50 80 369 Ensemble 64.42 50 70 90 1219

Cette table pose la question de l’utilité de l’espérance de vie subjective : 58% des personnes des personnes mortes à 75 ans pensaient être encore en vie à cet âge.

F –

Jeffrey Brown (2002), Redistribution and insurance mandatory annuitization with

mortality heterogeneïty.

Plusieurs recherches ont mis en évidence la redistribution significative qui intervient dans un programme de pensions annuelles en cas de différence de mortalité entre les groupes. Cette recherche place l’analyse dans le cadre du cycle de vie qui permet d’examiner les effets redistributifs sur la base de l’utilité ajustée. Il est trouvé que le degré de redistribution qui intervient dans un « mandatory annuity program » est substantiellement plus faible mesuré sur la base de l’utilité que sur une base purement financière. Dans un modèle de cycle de vie simple, la rente annuelle améliore le bien-être des individus, même de ceux à mortalité plus élevée, tant que les frais d’administration du système sont faibles.

L’auteur utilise les espérances de vie conditionnelles par genre, groupe ethnique et éducation calculée dans Differential mortality and the value of individual account retirement annuities (Jeffrey Brown, Février 2000).

G -

Jeffrey Brown (2000), Differential mortality and the value of individual account

retirement annuities

Cette recherche examine l’étendue de la redistribution qui intervient sous différents paramètres d’un programme de retraite par comptes individuels. Les mortalités différentielles par genre, groupe ethnique et niveau d’éducation sont tout d’abord estimées à partir de la National Longitudinal Mortality Study permettant de documenter de substantielles différences. Ces estimations sont ensuite utilisées pour examiner les transferts attendus qui interviendraient entre les groupes socioéconomiques sous différentes hypothèses quant à la structure du programme d’annuités. En utilisant les valeurs actualisées probables il est trouvé que la taille des transferts dans un programme de comptes individuels est très sensible aux paramétrage des pensions.

Espérance de vie conditionnelle par genre, groupe ethnique et niveau d’éducation à 22 et à 67 ans

Espérance de vie conditionnelle à 22 ans

Espérance de vie conditionnelle à 67 ans

Hommes Femmes Hommes Femmes

Ensemble 77,4 83.4 83.5 87.2 Blancs 78.3 84.0 83.6 87.4 Noirs 71.8 80.0 82.3 86.1 Hispaniques 77.4 85.2 83.5 88.3 Blancs : Université 80.5 85.1 84.4 87.8 Blancs : Lycée 77.8 83.9 83.4 87.3 Blancs : <Lycée 75.3 82.1 82.3 86.5 Noirs : Université 75.7 81.9 83.4 86.8 Noirs : Lycée 71.6 80.0 82.2 86.1 Noirs : <Lycée 68.1 77.5 81.0 85.1

H -

Orazio Attanasio et Carl Emmerson (2001), Differential mortality in the UK, NBER Working Paper 8241

Cette recherche utilise deux vagues de l’enquête Britannique sur les retraites (1988/1989 – 1994) pour quantifier la relation entre le statut socio-économique et la santé. Il apparaît que le patrimoine est un déterminant important de la mortalité et de l’évolution de l’indicateur de santé. Pour les hommes de plus de 65 ans, un déplacement du 40è au 60è percentile de patrimoine augmente la probabilité de survie par 3 points environ. Un effet plus faible est mis en évidence pour les femmes (<2 points).