La surcote modifie-t-elle les comportements de départ en retraite? Samiah Benallah

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1 CONSEIL D ORIENTATION DES RETRAITES Groupe de Traval - Séance du 30 jun h «Effets des réformes récentes sur les comportements de départ à la retrate» Document N 14 Document de traval, n engage pas le Consel La surcote modfe-t-elle les comportements de départ en retrate? Samah Benallah CNAV- Mars

2 CAISSE NATIONALE D ASSURANCE VIEILLESSE DIRECTION STATISTIQUES ET PROSPECTIVE Pôle Evaluaton Le 1 er Mars 2010 ETUDE N Mots clés : Surcote, nctatons fnancères à la prolongaton d actvté, évaluaton OBJET : La surcote modfe-t-elle les comportements de départ en retrate? Résumé : En ntrodusant une majoraton de penson pour les ndvdus qu prolongent leur actvté au-delà de la durée requse pour l obtenton d une penson complète, la surcote a pour objectf d ncter ces derners à retarder leur départ en retrate en se mantenant en emplo. Cette mesure n a toutefos de sens que s les consdératons monétares occupent une place mportante dans l arbtrage des ndvdus entre prendre leur retrate mantenant ou travaller une année supplémentare. S l ne fat aucun doute que cet arbtrage ntègre une composante fnancère, le pods de cette dernère fat en revanche débat. Nous tentons d en apporter une mesure en étudant les conséquences sur les comportements observés de départ en retrate des assurés du régme général d assurance-vellesse, de l'ntroducton, en 2004, de la surcote. En partant des données admnstratves de la Casse Natonale d Assurance Vellesse, nous estmons ans la sensblté des ndvdus aux nctatons fnancères à partr de la premère génératon effectvement concernée par la surcote. Rédacteur : Sama Benallah DIFFUSION : Sémnare scentfque de la CDC 110 AVENUE DE FLANDRE PARIS CEDEX 19 TEL

3 1. Introducton La surcote est la mesure emblématque de la réforme des retrates de En ntrodusant une majoraton de penson pour les ndvdus qu prolongent leur actvté au-delà de la durée requse pour obtenr une penson sans pénalté, elle a pour objectf d ncter ces derners à retarder leur départ en retrate en se mantenant en emplo. Cette mesure résume ans à elle seule toute la phlosophe de la réforme des retrates de Dans un souc d équté nter et ntragénératonnelle, le recul de l âge de départ en retrate y est en effet consdéré comme une nécessté, face au contexte démographque défavorable à l équlbre des régmes de retrate, mas l dot relever de la décson ndvduelle. La logque nctatve, accorder des pensons de retrate plus élevées aux ndvdus qu partent en retrate plus tard, est ans prvlégée au détrment de la logque coerctve, reculer l âge mnmum légal de départ en retrate. Venant en complément de la décote et de l allongement de la durée d assurance requse, qu pénalsent les ndvdus lqudant précocement leur retrate, la surcote a donc été ntrodute en 2004, et renforcée régulèrement depus, pour contrbuer au recul de l âge de départ en retrate en France. La mse en place de cette mesure et les objectfs qu lu sont assgnés n ont toutefos de sens que s l on suppose que les consdératons monétares occupent une place mportante dans l arbtrage des ndvdus entre prendre leur retrate mantenant ou travaller une année supplémentare. S l ne fat aucun doute que cet arbtrage ntègre une composante fnancère, le pods de celle-c fat en revanche toujours débat. Les modèles théorques de décson de départ en retrate ne sont en effet pas unanmes à ce sujet. Les modèles à cycle de ve qu, dans leur verson de base, concluent à une forte nfluence du système de retrate sur le chox de l âge de départ (Sheshnsk, 1978), parvennent à des résultats davantage ambgus lorsqu ls sont l objet d hypothèses plus réalstes, telle que l ncerttude des agents quant à leur espérance de ve par exemple (Crawford et Llen, 1981). Les modèles dynamques à chox d optons, qu reposent sur l hypothèse fondamentale que les agents chosssent l opton de retrate la plus rentable fnancèrement, ntègrent également des paramètres ndvduels de préférence, supposés représenter tout ce qu peut peser sur la sensblté des ndvdus aux nctatons fnancères (Stock et Wse, 1991). Emprquement, les recherches menées sont auss partagées. Les comparasons nternatonales explquent généralement en grande parte les comportements de départ en retrate au sen de chaque pays par les barèmes des systèmes de retrate (ou de préretrate) natonaux (par exemple Blöndal et Scarpetta, 1997, Gruber et Wse, 2004). Mas les résultats obtenus à partr d analyses sur mcro-données sont ben mons 2

4 tranchés. La plupart de ces analyses concluent en effet à un mpact sgnfcatf, mas relatvement lmté, du système de retrate sur les décsons de départ (pour une revue de la lttérature sur ces analyses mcro-économétrques, vor notamment Lumsdane et Mtchell, 1999). Elles souffrent par alleurs d un manque de varablté nterndvduelle qu lmte leur portée. Les quelques recherches proftant d une varablté ntrodute par un choc exogène, de type modfcaton de la réglementaton en matère de retrate, ne sont pas non plus unanmes. Certans font état d un mpact nul du barème des retrates sur les comportements de départ (Krueger et Pschke, 1992), d autres concluent à une forte nflexon des décsons de départ lées aux modfcatons des modaltés de calcul des pensons (Pngle, 2006). A l heure où le renforcement des nctatons fnancères à la prolongaton d actvté est envsagé par les pouvors publcs comme une des solutons de manten de l équlbre fnancer des régmes de retrate, la queston de leur mpact sur les décsons de départ ne semble donc pas totalement tranchée, auss ben du pont de vue théorque qu emprque. L objet de notre étude est précsément d apporter des réponses à cette queston en mesurant les éventuelles modfcatons de comportements de départ ndutes par l applcaton de la lo d août 2003 portant réforme des retrates. Nous proposons plus partculèrement d analyser les conséquences, sur les comportements observés de départ en retrate des assurés du régme général d assurance-vellesse, de l'ntroducton de la surcote en Nous estmons ans la sensblté des ndvdus aux nctatons fnancères à la prolongaton d actvté en mesurant les effets d un renforcement de celles-c. Nous moblsons pour cela les données admnstratves de la Casse Natonale d'assurance-vellesse (CNAV) qu nous permettent de comparer les décsons de départ en retrate prses par des assurés non concernés par la surcote à celles des premers ndvdus touchés par cette mesure. Nous dsposons ans d un cadre partculèrement adapté à la mesure de la sensblté des ndvdus au barème des systèmes de retrate. Nous avons d une part un cadre réglementare qu évolue et modfe en conséquence les modaltés de calcul des pensons. Cela crée une varablté nterndvduelle totalement exogène qu permet d dentfer l effet potentel du barème sur les comportements de départ en retrate. D autre part, nous dsposons de données partculèrement rches qu permettent de dstnguer parm les ndvdus, ceux qu sont concernés par cette modfcaton du barème de ceux qu ne le sont pas. Nous pouvons donc, grâce à ce cadre d analyse, apporter une mesure précse du len entre nctatons fnancères au recul de l âge de départ en retrate et comportements de départ observés. Notre étude se décomposera de la manère suvante. Après avor rappelé brèvement les prncpaux résultats des études ayant traté du rôle des nctatons fnancères dans les 3

5 décsons de départ en retrate (secton 2), nous présentons la légslaton ssue de la réforme des retrates de 2003 (secton 3). Nous y décrvons ans précsément la manère dont la surcote s applque aux assurés prenant leur retrate à compter du 1 er avrl Pour mesurer l effet de l ntroducton de la surcote sur les comportements de départ en retrate, nous mettons en œuvre une méthode d'apparement sur le score de propenson qu nécesste de dsposer de données fnes. Le modèle, les données et les condtons d applcaton de l évaluaton sont détallés dans la secton 4. Les résultats de l évaluaton sont enfn présentés dans la dernère secton. 2. Modfcaton des barèmes des systèmes de retrate et décsons de départ : quelques éléments de la lttérature Notre démarche consste à observer les comportements des ndvdus soums à une modfcaton du barème de retrate. D un pont de vue théorque, la décson de départ en retrate est consdérée comme ssue d un arbtrage au nveau ndvduel 1. Celu-c repose sur la comparason des utltés trées de la poursute ou de la cessaton d actvté à dfférentes dates, compte tenu des revenus d actvté et des drots à la retrate acqus. A ce ttre, la décson de départ en retrate s nscrt dans le cadre standard des modèles d offre de traval dans lesquels l arbtrage fnancer est supposé occuper une place centrale 2. Les consdératons fnancères sont donc, d un pont de vue théorque, au cœur de l arbtrage entre travaller une année supplémentare ou prendre sa retrate mmédatement. Elles renvoent aux gans monétares que peuvent espérer percevor les agents en dfférant leur départ en retrate. Ces gans sont de deux ordres. D une part, repousser son départ en retrate d une année permet de mantenr ses revenus d actvté durant une année supplémentare. Il y a alors un gan fnancer à retarder son départ en retrate s l exste une dfférence entre le nveau de revenus d actvté et celu de la penson de retrate, en faveur des revenus d actvté. Le nveau de remplacement du salare par la penson, appelé taux de remplacement, est donc un élément essentel dans l arbtrage traval/retrate. Les gans assocés à une année d actvté supplémentare sont ans d autant plus mportants que la dfférence entre nveau de revenus 1 Certans modèles théorques envsagent la décson de départ en retrate dans une perspectve famlale (notamment Gustman et Stenmeer, 2000). Les décsons de départ en retrate sont en effet souvent le frut d un arbtrage qu s opère au sen du couple (Sédllot et Walraet, 2002). 2 Les modèles de chox de départ en retrate ont pour base un contexte dans lequel ce chox ne peut être forcé. Auss, dans le cas où la retrate peut relever d une décson unlatérale de l employeur (contrante de la demande de traval) ou s l état de santé de l agent est dégradé au pont de ne pas permettre à ce derner de poursuvre son actvté, ces modèles ne peuvent s applquer. 4

6 d actvté et montant de penson de retrate est forte ou, en d autres termes, que le taux de remplacement de la retrate est fable. D autre part, retarder la lqudaton de sa retrate peut amélorer les futurs drots à penson. C est le cas lorsque la penson de retrate est une foncton crossante de l âge de lqudaton des drots. Lorsque le barème de calcul des retrates est fondé sur une telle règle de proportonnalté, les agents peuvent obtenr un gan fnancer à décaler leur départ en retrate. Les modèles théorques de décson de départ en retrate sont évdemment ben plus complexes et ne parvennent pas à des conclusons auss systématques. Ans, même s un taux de remplacement élevé et non crossant avec l âge de départ peut condure à une lqudaton des drots à la retrate précoce, le rasonnement nverse n est pas nécessarement vra. Une penson de retrate garantssant un taux de remplacement fable et fortement crossante avec l âge de lqudaton des drots ne condura pas de manère systématque à un décalage de l âge de départ en retrate. L arbtrage traval/retrate dépend en effet également de paramètres non-monétares, supposés tradure les préférences ndvduelles, comme le paramètre de préférence pour le losr. En repoussant son départ en retrate d un an, l agent renonce à une année de retrate (et donc à une année de losr) et accepte de travaller une année supplémentare, ce qu est source de mondre utlté 3. Par alleurs, sa décson de départ en retrate dépendra de son degré d averson au rsque. S l crant de décéder avant de pouvor bénéfcer de ses drots ou s l redoute qu une nouvelle réglementaton en matère de retrate plus contragnante ne sot adoptée, l peut décder d antcper son départ en retrate malgré les gans fnancers auxquels l peut prétendre en le repoussant. Enfn, sa décson de départ en retrate sera nfluencée par sa préférence pour le présent. Il peut ans accorder davantage de valeur au fat de profter de sa retrate le plus tôt possble malgré les potentels gans monétares à repousser son départ. En ntégrant des consdératons de ben-être, les modèles théorques de décson de départ en retrate ne permettent ans aucunement de détermner le pods précs accordé par les ndvdus aux éléments fnancers dans leur arbtrage traval-retrate. Ces modèles sont par conséquent ncapables de quantfer les effets d une modfcaton des barèmes de retrate sur les comportements de départ et de détermner l mpact à attendre de l ntroducton ou du renforcement d un dspostf de type surcote. Cette problématque relève davantage de la démarche emprque. 3 Le concept de préférence pour le losr peut regrouper des stuatons très dverses. Il peut tout auss ben résumer la désutlté du traval lée notamment à la pénblté de l emplo occupé que les contrantes famlales qu pèsent sur certanes décsons de départ en retrate (prse en charge d un membre de la famlle dépendant par exemple). 5

7 Mas ben que de très nombreuses nvestgatons aent été menées dans le but de mesurer la sensblté des ndvdus aux arguments fnancers, celles mesurant l élastcté des comportements de départ en retrate à une modfcaton exogène du barème des pensons sont mons fréquentes, même s elles se sont développées ces dernères années 4. Nous en avons recensé cnq. La premère d entre elles a été réalsée par Krueger et Pschke en Ces derners ont évalué le rôle joué par le système publc de retrate amércan sur l offre de traval des senors en partant d une lo de 1977 qu mpose une basse mportante et brutale du montant des pensons serves par la Socal Securty Admnstraton (SSA) aux ndvdus nés après Ils se servent de cette lo comme d un choc exogène sur le montant des pensons pour détermner un effet causal entre une varaton du montant de la penson de la SSA et les comportements de départ en retrate observés. Les auteurs montrent, à partr des données du recensement (Current Populaton Survey de 1976 à 1988) qu l n exste pas de len entre la dmnuton du patrmone retrate due à la lo de 1977 et les comportements de départ en retrate observés parm les génératons concernées par cette réducton. L âge de départ en retrate a en effet contnué de dmnuer en dépt de la basse du nveau de la penson de base organsée par la lo de Les auteurs concluent alors que le barème des retrates ne semble pas avor, en moyenne, d nfluence sgnfcatve sur les décsons de départ. Les quatre autres études mesurent l effet d un renforcement du caractère nctatf au recul de l âge de départ du barème des pensons. D un côté, Bozo (2006), Song et Manchester (2007b) et Mastrobuon (2009) proftent d un durcssement des condtons d ouverture d une penson de retrate sans pénalté pour estmer l élastcté de l offre de traval aux nctatons fnancères. Bozo part plus précsément du renforcement des nctatons au recul de l âge de départ en retrate ssu des los portant réforme des retrates en France de 1993 et de Ces dernères organsent en effet l allongement progressf, par génératon, de la durée de cotsaton nécessare à l obtenton d une retrate sans pénalté. Ce type de mesure a pour effet de décaler l âge à partr duquel les agents peuvent prétendre à une retrate maxmale (ou sans pénalté) en rendant les départs précoces plus pénalsants fnancèrement. Les assurés sont affectés, de manère exogène, suvant leur année de nassance ce qu permet à l auteur d établr, à partr d une méthode de doubles dfférences, un len causal entre l allongement de 4 L assouplssement des condtons de cumul d un emplo et d une retrate, même s l ne peut être consdéré comme une modfcaton du barème des pensons de retrate à proprement parler, a quant à lu donné leu à un nombre plus mportant d études de ce type (vor pour le Canada, Baker et Benjamn [1999], pour le Royaume- Un, Dsney et Smth [2002] et pour les Etats-Uns, Gruber et Orszag [2003], Song et Manchester [2003/2004, 2007a et 2007b], Hader et Loughran [2008]) 4. Les résultats de ces études sont mtgés. L assouplssement du cumul emplo-retrate dans certans pays anglo-saxons semble avor condut à une accélératon de la lqudaton des drots à la retrate sans augmentaton sgnfcatve de l offre de traval des senors. 6

8 la durée de cotsaton (exprmé en nombre de trmestres supplémentares) et les éventuelles nflexons des comportements de départ en retrate (mesurées par l âge de lqudaton des drots à la retrate). A partr des fchers admnstratfs de la CNAV et des données de l Echantllon Inter-régmes des Retratés (EIR), l estme une élastcté de l offre de traval de l ordre de 0,54, ce qu équvaut à un recul de l âge de lqudaton des drots à la retrate de 1,5 mos pour un trmestre requs supplémentare. L auteur conclut ans à une sensblté moyenne des futurs retratés au barème de calcul des drots à la retrate. Les prolongements récents apportés à ce traval par l auteur (Bozo, 2009) renforcent cette concluson. Song et Manchester et Mastrobuon étudent quant à eux l mpact du relèvement du Normal Retrement Age (NRA) qu est, pour la SSA aux Etats-Uns, l âge à partr duquel la penson de retrate est serve sans pénalté. Une lo de 1983 a en effet mposé une augmentaton progressve de deux mos par génératon (à partr de la génératon 1938) du NRA. En partant respectvement des données admnstratves de la SSA (échantllon de 1 % des assurés) et des données du recensement (Current Populaton Survey de 1989 à 2007), les deux études concluent à un mpact sgnfcatf de l augmentaton du NRA sur l âge de départ en retrate observé mas pas de même ampleur. Song et Manchester estment que l augmentaton du NRA a entraîné une légère dmnuton de la probablté de lquder sa penson de retrate avant le NRA (de l ordre de deux à quatre ponts de pourcentage) alors que Mastrobuon conclut à une augmentaton d un mos de l âge effectf de départ en retrate pour chaque augmentaton de deux mos du NRA, sot une élastcté de même ordre que celle mesurée par Bozo. De l autre côté, Pngle (2006) propose une mesure de l élastcté de l offre de traval aux nctatons fnancères à partr de l évaluaton d un dspostf de type majoraton de penson pour les ndvdus prolongeant leur actvté au-delà d un certan âge. Il évalue plus précsément l effet du renforcement, aux Etats-Uns, du Delayed Retrement Credt (DRC) sur les comportements de départ en retrate. Le DRC est un bonus accordé par la SSA à tous les retratés qu lqudent leurs drots à la retrate après 65 ans et jusqu à 70 ans. Ce bonus, créé en 1972 aux Etats-Uns a été renforcé en 1982, passant ans de 1 % à 3 % par année supplémentare. Depus 1983, son nveau est progressvement augmenté, par génératon, pour attendre 8 % par année supplémentare pour les génératons 1943 et suvantes. L auteur profte de ce renforcement progressf pour tester la sensblté des senors aux nctatons fnancères à la prolongaton d actvté. A partr des données du Survey on Income and Program Partcpaton de 1985 à 2003, l mesure l nfluence du nveau du DRC sur la probablté d être en emplo entre 65 et 69 ans en estmant des modèles de panel et de doubles dfférences. L auteur aboutt à la concluson que l nfluence des nctatons fnancères à la 7

9 prolongaton d actvté sur les comportements d actvté aux âges élevés est forte. Ans, une augmentaton d un pont de pourcentage du nveau du DRC condurat à une augmentaton de même ampleur du taux d emplo des hommes entre 65 et 70 ans. En défntve, les modèles théorques de décson de départ en retrate ne sont pas en mesure de détermner l effet d une modfcaton des barèmes de retrate et les recherches emprques proftant d une varablté de ces barèmes ntrodute par un changement de réglementaton sont peu nombreuses et ne sont pas unanmes quant à l ampleur de l effet de ces barèmes sur les décsons de départ en retrate. Nous proposons une nouvelle mesure de cet effet en étudant l mpact de la mse en place, en 2004 en France, d un dspostf renforçant les nctatons fnancères au recul de l âge de départ en retrate : la surcote. 3. Le dspostf de la surcote La surcote a été ntrodute en 2004 pour renforcer les nctatons fnancères au recul de l âge de départ en retrate du régme général d assurance-vellesse. Elle s ajoute, sous certanes condtons, à la penson de base pour les assurés qu cotsent plus de trmestres que nécessare pour bénéfcer d une retrate sans pénalté (3.1). Depus sa mse en place, le nombre de retratés ayant bénéfcé de la surcote n a cessé d augmenter alors que, durant la même pérode, l âge de départ en retrate ne s est pas relevé. Les évolutons constatées à ce jour sur les ndcateurs moyens ne permettent toutefos pas de détermner l mpact du dspostf (3.2) Le calcul de la penson du régme général et l applcaton de la surcote Le calcul de la penson hors surcote du régme général Au régme général d assurance vellesse, la prestaton de retrate est défne comme une fracton de la moyenne des melleures années de salares perçus par l assuré au cours de sa ve actve. L ampleur de cette fracton est varable. Elle dépend de la longueur de la carrère de l assuré, la carrère étant c entendue dans son sens large. On y ntègre en effet toutes les pérodes d emplo mas également certanes pérodes de chômage, de malade et d nvaldté. Ces pérodes sont convertes en trmestres, et le nombre total de ces trmestres est appelé durée valdée. Plus la durée valdée par l assuré est grande, plus ce derner se vot attrbuer une penson mportante, jusqu à un certan plafond, fxé à 50 % de la moyenne des melleures années de salare. La penson de retrate (hors surcote) versée aux ndvdus relevant du régme général d assurance-vellesse, notée P HS, est ans obtenue selon le calcul suvant : 8

10 P = W τ C HS ref p - W ref représente la moyenne des melleures années de salare, appelée le salare annuel moyen (SAM) et se calcule de la manère suvante : W ref = S s= 1 S w s Le nombre de melleures années de salare ntégrées dans son calcul, S, est foncton de l année de nassance de l assuré. La lo portant réforme des retrates de 1993 a en effet fat passer ce nombre de 10 à 25, progressvement, par génératon, comme précsé dans la colonne 2 du tableau 1. - τ est le taux de la penson. Il est plafonné à 50% et est dt plen lorsqu l attent ce nveau plafond. C est le cas lorsqu un assuré valde un nombre suffsant de trmestres (ce nombre dépend également de l année de nassance, cf. tableau 1, colonne 3), automatquement s l prend sa retrate à partr de 65 ans, ou encore dès l âge de 60 ans par reconnassance de l napttude. S aucune de ces tros condtons n est réune, une pénalté s applque, appelée «décote». Elle est proportonnelle à la dstance (en trmestres) qu sépare l assuré de la condton qu lu est le plus favorable. Le calcul du taux de la penson peut ans être résumé de la manère suvante : τ = 0,5 1 d max 0;mn (65 D R ), n 4 Le taux de la penson est ans foncton de l'âge de lqudaton des drots à la retrate, noté R, de la dfférence entre la durée d assurance requse (notée D) et celle effectvement valdée par l assuré, notée n, ans que du taux de la décote, d. Ce derner paramètre a été modfé par la lo portant réforme des retrates de Le nveau de la décote dmnue ans progressvement. Il basse au fl des génératons, passant de 2,5 % par trmestre manquant pour les génératons 1944 et précédentes à 1,25% pour les génératons 1953 et suvantes (cf. tableau 1, colonne 4). 9

11 - C p est le coeffcent de proratsaton. Il se calcule de la manère suvante : C p = mn 1; n D p Il rapporte la durée valdée par l assuré (n) à celle retenue pour le calcul de la proratsaton (notée D p, vor tableau 1, colonne 5). Le coeffcent est plafonné à 1. Année de nassance Tableau 1. Evoluton des paramètres de calcul de la penson, par année de nassance S, nombre de salares D, Durée d, Taux de la décote D p, durée retenue entrant dans d assurance (par trmestre pour le coeffcent W requse manquant) de proratsaton ref 1933 ou avant ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,500 % ,375 % ,250 % ,125 % ,000 % ,875 % ,750 % ,625 % ,500 % ,375 % ou après ,250 % 164 La penson de base du régme général d assurance-vellesse hors surcote est donc le produt des tros éléments décrts c-dessus. Ils ntègrent des paramètres qu ont été successvement modfés par les réformes de 1993 et de La réforme de 2003 a également ntrodut un nouveau dspostf qu permet aux assurés qu souhatent poursuvre leur actvté au-delà de 5 Ou 1,25 pont sur le taux de lqudaton. 10

12 l âge d obtenton des drots au taux plen d amélorer leur penson 6. Cette majoraton de penson est appelée surcote Le dspostf de la surcote Depus le 1 er Janver 2004, les assurés qu poursuvent leur actvté au-delà de 60 ans et après avor valdé suffsamment de trmestres pour bénéfcer d une retrate sans pénaltés, peuvent donc désormas bénéfcer d une surcote. La surcote est applquée drectement au montant annuel brut de la penson. La penson surcotée, notée P S, est obtenue comme sut : P S = P HS δ TRIM S Le nveau de majoraton δ dépend de la date d effet de la penson et de la date de cotsaton des trmestres supplémentares. Le nombre de ces trmestres est noté TRIM S. Après sa mse en place, la surcote a en effet été renforcée par deux décrets 7. La majoraton de penson est ans détermnée selon les taux suvants : - S la penson de retrate du régme général prend effet entre le 1 er avrl 2004 et le 31 décembre 2006, elle est majorée de 0,75 % pour chaque trmestre supplémentare cotsé après 60 ans et au-delà de la durée requse pour l obtenton du taux plen ; - S la date d effet de la penson de retrate se stue entre le 1 er janver 2007 et le 31 mars 2009, celle-c est majorée de 0,75 % du 1 er au 4 ème trmestre supplémentare cotsé entre 60 et 64 ans et au-delà de la durée requse, de 1 % à compter du 5 ème trmestre supplémentare valdé entre 60 et 64 ans et au-delà de la durée requse, et de 1,25 % pour chaque trmestre supplémentare valdé au-delà du 65 ème annversare ; - S la date d effet de la penson se stue après le 1 er avrl 2009, la penson de retrate est majorée de 1,25 % pour chaque trmestre supplémentare cotsé au-delà de la durée requse pour le taux plen à partr du 1 er janver 2009 et après 60 ans. Pour les trmestres cotsés entre le 1 er janver 2004 et le 31 décembre 2008, les tros taux précédents contnuent de s applquer. 6 L artcle 25 de la lo n 2003/775 du 21 août 2003 crée l artcle L du code de la Sécurté Socale qu prévot l applcaton d une majoraton de penson pour les assurés ayant cotsé après 60 ans et au-delà de la durée requse pour bénéfcer d une retrate au taux plen. Les condtons d applcaton de cette majoraton sont précsées par le décret n du 16 févrer Décret n du 15 décembre 2006 et décret n du 30 décembre 2008 modfant l artcle D du code de la Sécurté Socale. 11

13 Le tableau 2 résume, à partr d une llustraton théorque, la montée en charge du dspostf. On peut y observer l augmentaton progressve de la majoraton de penson selon l année de valdaton des trmestres supplémentares et le nombre de ces trmestres. Il s agt toutefos de cas de fgure théorques pusqu ls ne sont valables qu à la condton que les trmestres soent valdés à la sute, sans nterrupton, et que la lqudaton de la penson ntervenne au 31 décembre de l année de valdaton du derner trmestre de surcote 8. Tableau 2. Majoraton théorque de penson au ttre de la surcote selon la durée supplémentare valdée et l année de valdaton* Année de valdaton des trmestres année avant 65 ans 3 % 3 % 3 % 3 % 5 % 5 % 2 années avant 65 ans 6 % 6 % 6 % 7 % 8 % 10 % 1 année au-delà de 65 ans 3 % 3 % 5 % 5 % 5 % 5 % * Lqudaton la penson au 31/12 de la même année En prncpe, le dspostf de la surcote est accessble à tous les assurés du régme général, sans dstncton d appartenance à une génératon, contrarement à d autres modfcatons des paramètres de calcul des pensons, comme celles de la durée requse pour le taux plen ou du nombre de salares entrant dans le SAM. Toutefos, les règles défnssant les condtons d obtenton de la surcote lmtent, de fat, son accès pour certanes catégores d assurés. On peut dstnguer deux motfs de lmtaton. Le premer a trat à la durée valdée par l assuré à l âge de 60 ans, le second à la date de mse en place de la surcote. - En s applquant aux trmestres «cotsés» au-delà de la durée requse pour bénéfcer d une retrate sans pénaltés, la surcote est lmtée aux assurés dsposant d une durée valdée mportante. Les ndvdus qu arrvent à l âge de 60 ans avec un nombre de trmestres fable pourront ans dffclement prétendre à la surcote. - En s applquant unquement aux trmestres cotsés à partr du 1 er janver 2004 et par conséquent aux pensons de retrate prenant effet à compter du 1 er avrl 2004, la surcote est de facto lmtée aux personnes nées à partr de Ces dernères ont en effet mons de 65 ans au moment où la surcote est mse en place. Elles ont donc la possblté de poursuvre leur actvté, au mons jusqu à 65 ans, pour pouvor en bénéfcer. Les assurés des génératons précédentes avaent en revanche déjà attent l âge de 65 ans en Ils avaent, dans l ensemble, déjà prs leur retrate. Ans, d après les données de l échantllon au 20 ème des assurés de la Casse Natonale d Assurance-Vellesse, près de 98 % des retratés de la 8 Dans les fats, la date d effet de la penson, sauf cas partculers, est fxée au premer jour d un mos cvl. 12

14 génératon 1938 avaent déjà prs leur retrate en 2004, l année de leur 66 ème annversare. Cela sgnfe que seuls 2 % des retratés nés en 1938 étaent, en 2004, potentellement concernés par la surcote 9. Il est donc possble d écrre, sans trahr le prncpe de non-excluson par l année de nassance à l orgne du dspostf, que la surcote s applque en réalté unquement aux personnes nées après 1938, autrement dt à celles qu avaent au plus 65 ans au cours de l année En résumé, l exste donc deux sources de lmtaton de l accès à la surcote : la durée valdée par l assuré à 60 ans et la date d applcaton de la surcote. La premère source relève de l assuré lu-même et peut être lée à son désr de recourr à la surcote : la longueur de la carrère dépend en effet, entre autres, des chox passés de l assuré et potentellement de sa sensblté au dspostf de la surcote. La seconde source de lmtaton relève en revanche d une décson du légslateur et en ce sens elle est exogène au recours à la surcote. C est cette seconde source de lmtaton que nous explotons dans notre étude. Elle assure une varablté nterndvduelle totalement exogène Quelques fats stylsés La montée en charge du dspostf Depus son entrée en vgueur, la surcote semble connaître un succès grandssant. La part des bénéfcares de la surcote parm les nouveaux retratés n a cessé d augmenter comme le montre le graphque 1. Les surcotants représentent ans en ,6 % des nouveaux retratés de drot drect 10. Au total, depus sa créaton, près de personnes ont pu bénéfcer de ce dspostf. Cet accrossement de la part des surcotants reflète en premer leu la montée en charge du dspostf. L objectf de la surcote étant d ncter au décalage du départ en retrate, l est logque que les surcotants soent de plus en plus nombreux au cours des premères années qu suvent sa mse en place. 9 Même pour ces derners, le recours à la surcote est fortement comproms dans la mesure où l ne peut ntervenr qu après le 65 ème annversare, sot après l âge de mse à la retrate d offce. 10 Par opposton à la penson de réverson qu est un drot dérvé. 13

15 Graphque 1. Part des bénéfcares de la surcote parm les nouveaux retratés de drot drect entre 2005 et % 13% 12% 11% 10% 9% 8% 7% 6% 5% 4% 3% 2005t1 2005t2 2005t3 2005t4 2006t1 2006t2 2006t3 2006t4 2007t1 2007t2 2007t3 2007t4 2008t1 2008t2 2008t3 2008t4 2009t1 2009t2 2009t3 2009t4 Source : Flux exhaustf des nouveaux retratés du Régme Général (RG), Système Natonal Statstque des Prestatons (SNSP, Infocentre). Champ : Ensemble des nouveaux retratés de 2005 à Lecture : 6,2 % des assurés du régme général ayant lqudé leur penson au premer trmestre 2006 ont bénéfcé de la surcote. Il en est de même pour la durée moyenne de la surcote (graphque 2). La premère année, la durée moyenne de surcote est forcément courte dans la mesure où elle ne peut avor débuté qu au premer trmestre de la même année. Elle s allonge ensute au fur et à mesure des années pusqu elle est assse sur un nombre de trmestres potentels plus mportant. Auss, les assurés qu lqudent une penson avec surcote en 2005 ne peuvent logquement avor cotsé plus de sept trmestres à ce ttre, alors que ceux de l année 2009 peuvent avor surcoté jusqu à vngt-tros trmestres. L apparent succès de la surcote est également à mettre en len avec la stuaton qu prévalat avant son entrée en vgueur. Il peut en effet s agr d un smple effet d aubane. Ben que la poursute de l actvté au-delà de l âge du taux plen ne permettat pas, avant la mse en place de la surcote, d acquérr des drots à la retrate supplémentares au régme général, une part non néglgeable des assurés contnuat tout de même de travaller après avor valdé suffsamment de trmestres pour bénéfcer d une retrate sans pénaltés. On estme ans à près de 7 % la part des assurés qu, avant la réforme des retrates de 2003, prolongeaent leur actvté au-delà du taux plen (Albert, Grave et Olveau, 2008). 14

16 Graphque 2. Durée moyenne (en trmestres) de la surcote entre 2005 et ,5 6 5,5 5 4,5 4 3,5 3 2, Source : Flux exhaustf des nouveaux retratés du RG, SNSP (Infocentre). Champ : Bénéfcares de la surcote entre 2005 et Lecture : Les bénéfcares de la surcote durant l année 2006 ont une durée moyenne de surcote de 5,2 trmestres. Les effets conjoncturels (montée en charge du dspostf, dfférence de talle des génératons 11 ) ne permettent pas de dstnguer l ampleur de cet effet d aubane à partr des statstques présentées. Seule une analyse par génératon, en dstnguant les génératons qu sont concernées par la surcote de celles qu ne le sont pas, permettrat de mesurer les modfcatons de comportements de départ en retrate mputables à la mse en place de la surcote. Nous mettons en œuvre une telle analyse dans les sectons suvantes L évoluton de l âge moyen de départ en retrate depus l entrée en vgueur du dspostf Le dspostf de la surcote est destné à ncter les ndvdus à prendre leur retrate plus tardvement. Jusqu à présent, l mpact de l augmentaton du nombre de surcotants sur l âge de départ en retrate n est pas vsble. L âge moyen de départ en retrate n a en effet pas augmenté depus l entrée en vgueur de la surcote en 2004 (graphque 3). Il a au contrare dmnué à partr de 2004 avec la mse en place du dspostf de retrates antcpées «carrères longues», qu permet à certans assurés de partr en retrate avant l âge de 60 ans, et la déformaton de la structure démographque des départs à la retrate lée au phénomène du 11 Les statstques présentées sont ssues du flux exhaustf des retratés entre 2004 et Durant cette pérode, la structure démographque des flux s est fortement modfée sous l effet du départ en retrate des premères génératons nombreuses du baby-boom. Par exemple, la talle de la génératon 1948, celle qu part à 60 ans en 2008, est plus mportante que celle de la génératon 1943 (effet «baby-boom»), qu part à 65 ans la même année. La génératon 1948 représente ans 1,47 fos la génératon La structure des départs s en trouve donc affectée. 15

17 «papy-boom». Il est ans passé de 61,8 ans en 2003 à mons de 61,1 ans en Dans ces condtons, l mpact de la surcote sur l âge moyen de départ en retrate est dffclement observable. Graphque 3. Age moyen de départ en retrate entre 2003 et ,6 62,4 62, ,8 61,6 61,4 61, ,8 60,6 60,4 60,2 60 Hommes Femmes Ensemble Source : Flux exhaustf des nouveaux retratés du RG, SNSP (Infocentre). Champ : Assurés ayant lqudé leur retrate entre 2003 et Lecture : Les assurés ayant lqudé leur retrate en 2003 l ont fat en moyenne à 61,8 ans. Le graphque 4, ssu de Benallah et Mette (2009), présente ce qu aurat été l évoluton de l âge moyen de départ en retrate entre 2003 et 2007 s le dspostf de retrate antcpée carrères longues n avat pas été créé 12 et s la structure démographque ne s état pas modfée 13. On peut ans observer que même en neutralsant l effet des retrates antcpées et celu de l évoluton de la structure démographque, l âge moyen de départ en retrate ne semble pas augmenter. Il reste en effet relatvement stable sur l ensemble de la pérode, avec toutefos des dfférences notables entre les hommes et les femmes. L âge de départ en retrate des hommes passe de 61,3 à 61,5 ans entre 2003 et 2007 alors que celu des femmes dmnue sur la même pérode, passant ans de 62,5 ans à 62,3 ans. 12 On consdère que tous les départs avant 60 ans auraent eu leu à 60 ans en l absence de retrates antcpées. 13 On dédut de l évoluton des flux celle qu est mputable à l accrossement de la talle de la génératon, en prenant comme référence le flux de départ de l année

18 Graphque 4. Age moyen de départ en retrate entre 2003 et 2007 corrgé des retrates antcpées et de l évoluton de la structure démographque 62,7 62,6 62,5 62,4 62,3 62,2 62, ,9 61,8 61,7 61,6 61,5 61,4 61,3 61,2 61,1 61 Hommes Femmes Ensemble Source : Flux exhaustf des nouveaux retratés du RG, SNSP (Infocentre), Benallah et Mette (2009). Champ : Assurés ayant lqudé leur retrate entre 2003 et Lecture : En l absence de retrates antcpées et modfcaton de la structure démographque, l âge moyen de départ en retrate aurat été de 62 ans pour les assurés ayant lqudé leur retrate en La surcote n a donc pour le moment pas d mpact à la hausse vsble, au nveau macro, sur l âge de départ en retrate. Les données concernant la surcote présentées dans cette secton sont éclarantes dans la mesure où elles apportent des premers éléments de chffrage. Cela étant, elles ne permettent pas d évaluer l effcacté de ce dspostf en matère de modfcaton des comportements de départ en retrate. Il faut pour cela adopter une stratége d évaluaton qu garantsse d soler les effets structurels de la surcote (modfcatons des comportements de départ en retrate), de tous les effets conjoncturels lés notamment à la montée en charge du dspostf et aux dfférences de talles des génératons. Cela est l objet des sectons suvantes. 4. La méthode d évaluaton Nous mettons en œuvre une évaluaton des effets de la surcote sur les comportements de départ en retrate en moblsant la méthode d évaluaton par apparement sur le score de propenson (4.1). Cette méthode nécesste de dsposer de données précses permettant notamment de dstnguer les ndvdus concernés par le dspostf de ceux qu ne le sont pas et de comparer les comportements de ces deux sous-groupes. Les données moblsées dans le cadre de cette étude répondent à de telles exgences. La mse en œuvre de l évaluaton par apparement sur le score de propenson demande enfn d opérer des chox pour garantr une comparablté entre les deux sous-groupes. Ces chox, ans que les données moblsées sont l objet de la dernère sous-secton (4.2). 17

19 4.1. Le modèle estmé Nous cherchons à évaluer l ampleur du len qu unt le barème du système de retrate et les décsons de départ en observant la manère dont la mse en place de la surcote a mpacté les comportements de lqudaton des drots à la retrate depus Cela suppose de pouvor comparer les décsons de départ en retrate effectvement observées à celles qu auraent potentellement été prses, en l absence du dspostf. Pour cela, nous partons du cadre théorque proposé par Rubn (1974) qu permet, sous certanes condtons, d établr un len causal entre deux évènements à partr de la noton centrale de «résultat potentel». Nous nous référons également, pour la mse en œuvre pratque de l évaluaton, au protocole d applcaton détallé dans Calendo et Kopeng (2005). Dans le cas qu nous ntéresse, l événement étudé est donc la mse en place de la surcote (ou le renforcement des nctatons fnancères à la prolongaton d actvté). On note T la stuaton de l ndvdu, appartenant à un échantllon de talle N, vs-à-vs de la surcote. T vaut 1 lorsque l ndvdu peut bénéfcer de la surcote s l recule son départ en retrate, et l est égal à 0 snon. L événement T peut avor un effet sur la décson de départ en retrate de l ndvdu. Nous notons cette décson R. Il exste donc potentellement deux décsons de départ en retrate pour un même ndvdu suvant sa stuaton vs-à-vs de la surcote : R (0) qu représente la décson de départ en retrate qu serat prse par l ndvdu en l absence de possblté de recours au dspostf de la surcote (c est-à-dre s T = 0 ) et R (1) qu tradut celle qu serat prse par le même ndvdu en présence de la surcote (autrement dt, s T = 1). Dans ce cas l effet mputable à la surcote, que l on note, pourrat théorquement être mesuré par la dfférence entre ces deux résultats potentels : = R ( 1) R ( 0) Comme l ndvdu ne peut se trouver que dans l une des deux stuatons, on ne peut observer que l une des deux décsons de départ en retrate. Il ne peut en effet prendre qu une seule fos sa retrate et n est confronté qu à une seule stuaton vs-à-vs de la surcote. Auss, pour un ndvdu concerné par la surcote, R (1) est observée tands que R (0) est nconnue. A l nverse, pour un ndvdu qu n a pas accès à la surcote, R (0) est observée alors que R (1) ne peut l être. Cela revent à écrre que : 18

20 R = R ( T ) = R (0 ) (1 T ) + R ( 1) T R = R ( 0) () 1 s T s T = 0 = 1 Il n est donc pas possble d'établr l effet causal de la surcote au nveau ndvduel. Par contre, l est possble, sous certanes hypothèses, de le mesurer au nveau moyen, en défnssant ce derner comme la dfférence des moyennes de R (1) et de R (0) sur les sous-populatons des ndvdus concernés par la surcote et de ceux qu ne le sont pas. Nous nous ntéressons plus partculèrement à l'effet moyen du dspostf sur la populaton concernée par la réforme ou, en d autres termes, s l on consdère la mse en place de la réforme de 2003 comme un tratement «admnstré» à des ndvdus, à l'effet moyen du tratement sur la populaton tratée (Average Treatment effect on the Treated ATT ) [ R ( 1) R ( 0) T 1] att = E = La prncpale dffculté résde dans le fat qu l est mpossble, par défnton, d observer E R ( 0) [ T 1] =. A ce stade, l convent donc de fare une hypothèse permettant l dentfcaton de l effet moyen du tratement sur la populaton concernée par la surcote. On suppose c que l nformaton contenue dans E R ( 0) [ T 1] = peut être drectement dédute de celle observée pour le groupe des ndvdus qu ne sont pas concernés par la surcote. Cette hypothèse est résumée dans l égalté c-dessous : E [ R ( 0) T = 1] = E R ( 0) [ T = 0] E R ( 0) = [ ] Les ndvdus non concernés par la surcote sont de ce fat consdérés comme des contrefactuels, c est-à-dre qu ls sont supposés être l exact reflet des ndvdus concernés par la surcote dans le cas théorque où ls ne l auraent pas été. Cette hypothèse revent en fat à consdérer que sans la mse en place de la surcote en 2004, les ndvdus concernés par la surcote et ceux qu ne le sont pas auraent eu des comportements de départ en retrate dentques. S cette hypothèse est vérfée, l'effet de la réforme des retrates peut être mesuré comme la dfférence de comportement de départ moyen entre ces deux sous-populatons. Auss, dans ce cas, on peut écrre : 19

21 [ R ( 1) T = 1] E R ( 0) [ T 0] att = E = On parle c d estmateur «naïf» de l effet de la réforme. Toutefos, s les ndvdus concernés par la surcote et ceux qu ne le sont pas ont des caractérstques dfférentes, et que celles-c sont susceptbles d avor une nfluence sur leur décson de départ en retrate, les résultats de l'estmaton de l'effet moyen du tratement peuvent être basés. Le bas peut provenr du fat que la stuaton moyenne des ndvdus qu ont bénéfcé de la réforme n'aurat probablement pas été la même, en l'absence de réforme, que celles des ndvdus n'en ayant pas bénéfcé. Ce bas peut précsément apparaître quand la réforme ne bénéfce pas aux ndvdus de manère aléatore, ou dt autrement, quand les ndvdus bénéfcant de la réforme sont sélectonnés suvant un ou pluseurs crtères, ce(s) crtère(s) étant susceptble(s) d nfluencer la varable de résultat. La réforme des retrates de 2003 ne relevant pas d une mse en œuvre par échantllonnage aléatore, la queston du bas de sélecton soulevée par l utlsaton d un estmateur naïf pour l évaluaton des effets de la surcote se pose. La légslaton ssue des réformes s applque en effet prncpalement en foncton de l année de nassance 14. Il peut exster des dfférences entre ces génératons et celles qu ne sont pas concernées par la réforme. Il est en effet possble que les caractérstques de chacune de ces génératons soent dfférentes notamment en rason des évolutons sur le marché du traval (augmentaton de l âge d entrée dans la ve actve, aléas de carrère plus nombreux, etc.). Ces caractérstques pourraent alors affecter les comportements de départ en retrate, ce qu nous condurat à sur ou sous estmer l mpact de l ntroducton de la surcote sur ces comportements. Pour contourner cette dffculté, nous mettons en œuvre la soluton proposée par Rosenbaum et Rubn (1983). D après ces derners, l convent de lmter la comparason aux ndvdus "comparables ", afn de contrôler de ce bas de sélecton. Ils proposent de comparer les ndvdus dsposant des mêmes caractérstques observables X. S une telle comparason est mse en œuvre, la réforme est alors consdérée comme dstrbuée aléatorement "condtonnellement aux caractérstques observables". Cette condton, communément appelée Condtonal Independance Assumpton (CIA), s écrt : 14 Cela n est pas tout à fat le cas en ce qu concerne la mse en place de la surcote pusqu elle prend effet à partr de 2004, sans condton d appartenance à une génératon. Il n en demeure pas mons qu elle ne concerne de fat que les génératons qu n avaent pas encore attent l âge de 65 ans au moment de la mse en place du dspostf, c est-à-dre en

22 R (0 ),R (1) T X Réalser un apparement entre les deux sous-populatons sur les caractérstques observables revent à trouver pour chaque ndvdu concerné par la réforme son "équvalent" non concerné compte tenu des caractérstques retenues. S agssant de l évaluaton du dspostf de la surcote, le crtère dfférencant les personnes concernées et celles qu ne le sont pas est l année de nassance. Comme nous l avons dt plus haut, ce crtère renvoe à des parcours sur le marché du traval dfférents. Parvenr à dentfer des ndvdus qu se ressemblent en tous ponts, c est-à-dre qu ont exactement le même parcours professonnel, est complqué. Le nombre des caractérstques est en effet élevé et l est dffcle de réalser un apparement sur l ensemble de ces caractérstques. Une soluton proposée par les auteurs est d'apparer sur le score de propenson e( X ), défn c comme la probablté, pour un ndvdu possédant les caractérstques X, d'être concerné par le dspostf de la surcote : e( X ) = Pr(T = 1 X ) La décson de départ en retrate est alors consdérée comme ndépendante des modaltés de recours à la surcote, condtonnellement au score de propenson, ce qu revent à écrre : R (0 ),R (1) T e(x ) Il n est donc pas nécessare d apparer les ndvdus en tenant compte de l ensemble de leurs caractérstques observables. Le score de propenson en consttue en effet un résumé, une représentaton undmensonnelle. Fnalement, l'effet de la mse en place du dspostf de la surcote sur les décsons de départ en retrate est évalué de la manère suvante : att = Ee( X ) T = 1 { E[ R (1) T = 1,e( X )] E[ R (0 ) T = 0,e( X )]} Il reste, en derner leu, à détermner sur quelle base l apparement dot avor leu. Il est nécessare de dsposer, pour chaque ndvdu concerné par la surcote, d un homologue non concerné c est-à-dre d un ndvdu qu ne peut pas bénéfcer du dspostf mas qu possède un score dont la valeur est proche de celle de l ndvdu qu peut en bénéfcer. Cela a pour 21

23 conséquence qu au vosnage du score de l ndvdu concerné par la surcote, la densté du score des ndvdus non concernés dot être non nulle, ce qu mplque qu on ne peut estmer l effet de la surcote que de manère locale, c est-à-dre sur la parte commune des dstrbutons de score des assurés concernés par le dspostf et de ceux qu ne le sont pas, appelée support commun. Il dot donc exster un ntervalle commun aux deux dstrbutons du score de propenson. Il exste dfférents algorthmes d apparement (méthode d apparement sur le plus proche vosn, sur une foncton noyau Kernel matchng, sur un pérmètre de vosnage, etc.). L effcacté de chacun de ces algorthmes d apparement est varable et dépend pour l essentel de la structure des données et de la précson du modèle générant le score de propenson. Les données moblsées et les condtons d estmaton du modèle sont présentées dans la sous-secton suvante (4.2). A l ssue de cette présentaton, nous serons en mesure d ndquer l algorthme d apparement chos dans le cadre de notre étude La mse en œuvre de l évaluaton Sélecton des groupes de tratement et de contrôle On souhate vérfer s des changements dans les comportements de départ en retrate sont mputables à la mse en place de la surcote. Pour cela, on moblse la méthode économétrque d apparement sur le score de propenson qu consste, comme nous l avons exposé précédemment, à comparer l occurrence d un évènement (c la décson de départ en retrate) parm deux sous-populatons : la premère a sub un choc un «tratement» susceptble de modfer la probablté d occurrence du phénomène en queston, la seconde (dte contrefactuel) n a sub aucun choc. Il nous faut ans dentfer une populaton d assurés «tratés» c est-à-dre une populaton pour laquelle le recours à la surcote est possble dès son soxantème annversare et une populaton d assurés «non-tratés», qu n a aucune possblté de recours à la surcote entre son soxantème et son soxante-cnquème annversare mas qu remplt les condtons d élgblté au dspostf. Nous avons vu plus haut qu l exste deux sources de lmtaton d accès à la surcote. La premère est la durée valdée à l âge de 60 ans. Dans la mesure où elle peut relever de l assuré lu-même et potentellement de son désr de recourr à la surcote, cette source de lmtaton ne peut être consdérée comme un choc exogène. On ne peut donc pas s en servr pour évaluer l mpact de la surcote sur les comportements de départ en retrate. La seconde source de lmtaton est la date de mse en place du dspostf. Elle relève d une décson du légslateur ce qu la rend ndépendante de la volonté de l assuré de recourr à la surcote. En ce sens, elle 22

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