DT n 26. Document de travail Working paper. Thierry Debrand (Irdes) Nicolas Sirven (Irdes) Juin 2009

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1 Document de travai Working paper Quees sont es motivations des départs à a retraite en Europe : situation personnee, famiiae, professionnee, ou rôe de a protection sociae? Thierry Debrand (Irdes) Nicoas Sirven (Irdes) DT n 26 Juin 2009 Institut de recherche et documentation en économie de a santé IRDES - Association Loi de rue Vauvenargues Paris - Té. : Fax :

2 InstItut de recherche et documentation en économie de a santé 10, rue Vauvenargues Paris Té. : Fax : Emai : Directrice de pubication : Chanta Cases Conseier scientifique : Thierry Debrand Secrétariat de rédaction : Anne Evans Maquette : Khadidja Ben Larbi Diffusion : Suzanne Chriqui, Sandrine Bequignon Les jugements et opinions qui pourraient être exprimés dans ce document de travai n engagent que eurs auteurs et non Irdes.

3 - 1 - Quees sont es motivations des départs à a retraite en Europe 1 : situation personnee, famiiae, professionnee, ou rôe de a protection sociae? Thierry Debrand 2 (Irdes) et Nicoas Sirven (Irdes) Résumé L objectif de cette recherche consiste à appréhender e processus de départ à a retraite des seniors et de mieux comprendre es différences entre es pays européens, au regard des différentes dimensions individuee, famiiae, professionnee, et institutionnee qui sont susceptibes d infuencer offre de travai. Pour cea, nous utiisons es données ongitudinaes de enquête SHARE ( ) compétées par des séries macroéconomiques provenant de OCDE et décrivant trois systèmes de protection sociae (empoi, retraite et santé). L identification des déterminants de empoi a été menée simutanément en termes de «stock» (a participation à empoi des seniors en 2004) et de «fux» (transition empoi-retraite entre ). Des indices permettant de mesurer e rôe des différentes dimensions dans expication des différences entre es pays ont ensuite été déveoppés. Les résutats sont de trois ordres : (1) es déterminants de a participation à empoi et du passage à a retraite sont nombreux et muti-dimensionnes. (2) Chaque éément de a protection sociae (Empoi Retraite et Santé) infue sur empoi des seniors. I sembe exister une compémentarité entre ces différents systèmes. (3) L expication des différences entre es pays en ce qui concerne a participation à empoi et au passage à a retraite trouve son origine principaement dans es déterminants institutionnes. Dès ors, toute poitique pubique qui aurait pour but une augmentation de taux d empoi des seniors devrait reposer ces deux postuats : premièrement, ees doivent tenir compte de a compexité des déterminants de a décision des individus et de eurs interactions ; deuxièmement, es principaux facteurs de convergence au sein de Europe sont à rechercher dans es différences systémiques. Mots Cefs : Protection sociae, Retraite, Vieiissement, Santé, Europe Cassification JEL: I10, I18, J21, J Cet artice utiise des données des vagues 1 et 2 de SHARE, tees qu ees étaient disponibes en décembre La coecte des données entre 2004 et 2007 a été principaement financée par a Commission européenne, via es programmes cadres n 5 et 6 (projets n QLK6-CT ; RII-CT ; CIT5-CT ). Nous remercions égaement e Nationa Institute on Ageing américain (bourses n U01 AG S2; P01 AG005842; P01 AG08291; P30 AG12815; Y1-AG ; OGHA ; R21 AG025169) ainsi que d autres institutions nationaes pour eur contribution. Voir pour une iste compète des organismes ayant apporté un soutien financier au projet. Corresponding author. IRDES. 10, rue Vauvenargues ; Paris (FR). Phone: +33(0) e-mai:

4 Introduction L un des phénomènes es pus marquants des marchés du travai des économies de Union européenne (UE) est a faibesse structuree des taux d empoi des seniors. Dès 2001, ors du Consei européen d Hesinki, es États membres ont officieement indiqué eur voonté d atteindre d ici 2010 un taux d empoi de 50 % pour es personnes âgées de 55 à 64 ans. Les dernières statistiques produites par Eurostat vont putôt dans ce sens. Ce taux d empoi est passé, en moyenne, de 36,4 % en 1997 à 44,7 % en Toutefois, même s i existe une tendance commune à augmentation, cette moyenne masque des situations très hétérogènes. Les taux d empoi des seniors dépassent déjà objectif affiché en Suède (70 %), au Danemark (58,6 %), au Royaume-Uni (57,4 %) et en Aemagne (51,5 %), aors que Autriche (38,6 %), a France (38,3 %), a Begique (34,4 %) et Itaie (33,8 %) affichent des situations très inférieures. Ces différences de taux d empoi trouvent eur origine dans de nombreux déterminants. D un côté, hypothèse de contraintes iées à a demande de travai des entreprises peut être priviégiée (Aubert, Banchet et Bau, 2005). D un autre côté, a ittérature sur offre de travai des saariés âgés suggère que ces disparités de taux d empoi reèvent à a fois de choix personnes iés par exempe à état de santé, à environnement famiia, à a structure du marché du travai, ou aux différences institutionnees entre es pays. Notre travai s inscrit dans cette seconde démarche. Pus précisément, nous nous concentrons sur a recherche des déterminants de a participation à empoi des seniors et du départ à a retraite en réaisant une anayse à a fois sur e «stock» et sur es «fux». Le «stock» correspond à a participation au marché de travai et e «fux» au départ vers a retraite. En pus des facteurs habitues comme es caractéristiques de individu et du ménage, nous nous intéressons au rôe des systèmes de protection sociae au sens arge. Les anayses de offre de travai des seniors portent jusqu à présent essentieement sur es déterminants individues, ou n étudient que partieement infuence des systèmes de protection sociae : comme pour a retraite (Banchet et Debrand, 2007) ou invaidité (Börsh-Supan, 2007). Or, on peut douter du fait qu un seu système infue sur e choix de quitter son empoi (Gruber et Madrian, 1995 ; Gruber et Wise, 1998). Le chômage ou invaidité permettent aussi de sortir de marché du travai en attendant ouverture des droits à a retraite. Des phénomènes de substitution et compémentarité entre es différentes modaités de sortie du marché du travai chômage, invaidité, retraite font que es systèmes de protection sociae doivent être appréhendés dans eur ensembe. Pour cea, nous utiisons es deux premières vagues de enquête SHARE ( ) compétées par des séries macroéconomiques provenant de OCDE et décrivant trois systèmes de protection sociae, présents dans tous es pays européens : e système ié aux poitiques de empoi et du chômage, ceui ié à a maadie et à incapacité, et ceui reatif à a retraite. La première section de ce papier propose une revue de a ittérature empirique basée sur trois groupes de déterminants : individues, contextues (famie et empoi) et institutionnes. Ensuite nous présentons dans e détai es données que nous utiisons, échantion retenu, et a méthode d anayse. Les résutats sont présentés et commentés dans a section suivante qui précède a concusion.

5 Revue de a ittérature Les déterminants de activité des travaieurs âgés sont généraement regroupés seon qu is soient des déterminants monétaires ou des déterminants non monétaires (Banchet et Debrand, 2007). Mais vu a diversité des déterminants agissant sur e départ à a retraite, nous préférons es regrouper en trois dimensions ayant des interactions entre ees. Ees concernent es caractéristiques des individus (données personnees), en prenant en considération eur environnement proche (données contextuees), mais aussi en considérant e système de protection sociae dans eque i vit (données institutionnees). Les frontières entre chacun de ces groupes sont bien évidemment foues et des déterminants peuvent aussi bien se retrouver dans un ou dans autre des groupes Les déterminants individues Parmi es facteurs es pus couramment utiisés pour expiquer a décision individuee de partir en retraite, tes que âge, e genre et e niveau d étude, a santé occupe une pace primordiae. Pusieurs travaux empiriques montrent que état de santé, et pus particuièrement a notion d incapacité, est une des variabes déterminantes du maintien en empoi et donc de offre de travai des seniors (Currie et Madrian, 1999). Toutefois, même si a reation entre état de santé et offre de travai peut paraître évidente, a compréhension des causaités peut se révéer compexe voire ambiguë (Strauss et Thomas, 1998). Deux effets sembent jouer simutanément en sens opposés : d une part, es conditions de travai peuvent être a source d une détérioration de état de santé en fin de vie active et d autre part, un mauvais état de santé peut provoquer une sortie anticipée du marché du travai. I s agit de garder en tête que cette circuarité peut compiquer a ecture du ien apparent entre santé et statut d empoi (Anderson et Burkhauser, 1985). L espérance de vie anticipée est un autre indicateur ié à a santé qui a un effet propre sur a décision de départ en retraite. En effet a théorie économique avance un certain nombre de mécanismes à travers esques cet indicateur modifie es comportements des individus face à eur retraite : un effet de richesse sur a fin de eur cyce de vie, un effet d incertitude sur eur épargne, un effet ié au risque de ongévité. Hurd et McGarry (1995) et Hamermesh (1985) mettent en avant que es répondants ont une assez bonne idée de eur probabiité de survie à 75 ans. Pour Hurd, McFadden et Merri (1999), a probabiité de survie est iée à état de santé mais aussi à a mortaité prédite. Les individus sembent donc avoir une idée assez précise de eur espérance de vie individuee et ajustent eur départ à a retraite en estimant eur espérance de vie après eur départ à a retraite (Hurd, Smith et Zissimopouos, 2004). D autres anticipations peuvent aussi intervenir sur a décision de partir en retraite, comme anticipation des réformes de retraites à venir dans un futur proche.

6 Les facteurs de contexte famiia et professionne Les effets de «contexte» cherchent à expiciter es interactions entre environnement dans eque es individus vivent et eur situation personnee. I s agira ici des reations que es individus ont avec eur environnement proche, en particuier a situation famiiae et es conditions de travai. Le rôe de a situation de famie dans es préférences et décisions de départ à a retraite s iustre notamment par e probème de a coordination des dates de départ à a retraite des conjoints. Les modèes économiques usues supposent une indépendance des décisions de départ à a retraite des conjoints. L unité de référence est donc individu et non e coupe. Toutefois, a décision de cesser son activité est rarement individuee. I paraît vraisembabe que a préférence pour e «oisir» ait pus de vaeur si e conjoint n est déjà pus en activité (ou hypothèse de compémentarité des préférences pour e «oisir»). I serait donc ogique, si es ressources du ménage e permettent, que es conjoints cherchent à rapprocher eurs dates de cessation d activité. Parmi es autres contraintes sociaes pesant sur es décisions individuees, état de santé du conjoint ou d un autre membre de a famie peut être un facteur significatif du départ à a retraite (hypothèse d internaisation des contraintes iées à a santé du conjoint, ou cas d un parent dépendant). Dans ce dernier cas, un ien négatif est étabi dans a ittérature entre offre de travai et es soins informes à a personne (Charmichae et Chares, 1998 ; Spiess et Schneider, 2003 ; Heitmueer, 2007), sans toutefois qu un ien de causaité du second vers e premier puisse être fermement étabi (Fevang et a. 2009). Le deuxième effet de contexte que nous utiisons s intéresse à a reation entre conditions de travai et santé. L étude de cette probématique nécessite d avoir une approche puridiscipinaire. Karasek et Theore (1990) et Siegrist (1996) ont déveoppé des modèes qui mettent en évidence impact des conditions de travai sur état de santé. Les pays européens font face depuis une trentaine d années à une profonde mutation de eur tissu productif, ce qui est source d inquiétude pour es saariés et pus particuièrement pour es pus âgés (Hamermesh, 2001 ; Wanner, 1999, Askenazy et Caroi, 2002). Ce phénomène est renforcé par a crise que traversent actueement es économies occidentaes. Ainsi a satisfaction dans son empoi, e manque de support pour réaiser son travai et e sentiment de pouvoir e conserver peuvent aussi bien affecter a décision de partir en retraite que état de santé (Väänänen et a., 2004 ; Ferrie et a., 2005) Le rôe des systèmes de protection sociae Même si on peut considérer qu i y a une certaine convergence des poitiques pubiques et des cadres égisatifs et régementaires en Europe, i n en demeure pas moins que chaque système est différent du fait de histoire, des priorités mises en avant par es gouvernements, mais aussi de comment, es résidents d un pays appréhendent es réformes à venir. Dans es décennies 1980 et 1990, es pays européens ont mis en pace des systèmes de préretraites qui s inscrivaient dans une poitique de empoi visant à utter contre e chômage de masse, mais

7 - 5 - aussi à absorber es chocs industries iés à a modernisation de outi productif. Face à échec en terme d empoi et au coût financier qu is engendrent, es systèmes de préretraites coectives ont été progressivement abandonnés et rempacés par a voonté de favoriser e vieiissement actif. Chaque pays a mis en pace des dispositifs différents : des mesures favorisant «empoyabiité» des seniors ou e cumu empoi-retraite, ou encore des mesures de recu de âge éga du départ à a retraite. Depuis queques années, état de santé occupe une pace de pus en pus importante ; de nouveaux dispositifs «individuaisés» ont été créés : des pensions d invaidité et des dispositifs qui permettent aux seniors d anticiper eur cessation d activité pour raison de santé. Cependant, ces dispositifs d invaidité qui ont, à origine, pour but de compenser un état de santé détérioré, ne bénéficient pas toujours à ensembe de a popuation en mauvaise santé. Les critères d accès à ces dispositifs diffèrent fortement en Europe, ce qui correspond pus à des différences d appréhension institutionnee qu à de réees différences d état de santé (Börsh-Supan, 2007). Dans a ittérature économique sur impact des systèmes de protection sociae sur a décision de partir en retraite a pupart des études s intéresse aux déterminants financiers, c est-à-dire aux droits acquis en fonction de âge, du sexe, des saaires, etc. Qu i s agisse du système des retraites ou du système ié à incapacité, es déterminants financiers peuvent infuencer e départ à a retraite. Concernant e passage à a retraite, es modéisations es pus fréquentes qui expicitent cette transition, se réfèrent à un arbitrage entre «oisir» et travai dans eque e niveau des pensions (au taux de rempacement) et espérance de gain pendant a retraite interviennent (Duva, 2003 ; Gruber et Wise, 1999 ; Bönda et Scarpetta, 1998). I en est de même pour e système d incapacité (Börsh-Supan, 2007 ; Börsh-Supan et a., 2005) ou e niveau des prestations qui peuvent s apparenter à un saaire de rempacement octroyé en incapacité et a durée du versement qui peuvent modifier offre de travai des saariés âgés. Toutefois, pour ces deux systèmes i faut aussi tenir compte de a possibiité égae ou régementaire de pouvoir y accéder, par exempe : âge éga de départ à a retraite, critère de santé pour incapacité, etc. Un troisième système peut intervenir, e système ié à a protection de empoi et au chômage. À ce titre, Campioeti (2002) prend en considération e taux de chômage régiona au Canada comme déterminant de offre de travai des seniors. Au tota, nombre de travaux font intervenir un ou autre des systèmes de protection sociae (par exempe : Gruber et Kubik, 1997 ; Friedberg, 1999 ; Madrian, 1994 ; Börsch-Supan, 2000 ; Rust et Phean, 1997 ; Bohn, 1999 ; Asch, Aider et Zissimopouos, 2005 ; Gruber et Madrian, 1995 ; Gruber et Wise, 1998 ; Gruber, 2000), mais à notre connaissance, aucune étude ne prend en compte infuence des trois systèmes simutanément jusqu aors.

8 Données et Méthodes Anayser simutanément es différentes dimensions qui infuent sur a décision de passer à a retraite en Europe nécessite d utiiser des données comparabes entre es pays et es groupes d individus concernés. Les déveoppements récents de a production de statistiques dans UE (via OCDE) vont dans ce sens et permettent notamment de définir des variabes suffisamment individuaisées pour étudier es choix des personnes dans eur environnement compexe Sources Pour étudier es dynamiques, c est-à-dire es raisons pour esquees es travaieurs partent ou pas à a retraite, nous utiisons des données individuees issues de enquête SHARE (Survey of Heath, Ageing, and Retirement in Europe). SHARE est constituée d un échantion de ménages (dont au moins un membre est âgé de 50 ans ou pus), interrogés en 2004 et réinterrogés en 2006, dans onze pays européens 3. SHARE est une enquête ongitudinae, internationae et puridiscipinaire dont es deux premières vagues permettent d identifier a participation au marché du travai en 2004 et es départs en retraite entre 2004 et 2006, ainsi que es déterminants individues et contextues de ces transitions. Les variabes institutionnees décrivant es différents systèmes sont issues des données de OCDE 4. L idéa, bien entendu, serait de pouvoir disposer de ensembe des droits acquis pour chaque individu concernant es trois systèmes de protection sociae que nous souhaitons intégrer. Obtenir pour un pays et pour un système de tees informations (Gruber and Wise, 2005) concernant es retraites est déjà difficie ; aors pour onze pays et pour trois systèmes, i est encore pus ardu d obtenir des indicateurs individues vraiment comparabes. Nous avons donc fait e choix de nous reporter sur des indicateurs construits de façon homogène entre es pays, et orsque c est possibe, de différencier es variabes seon queques caractéristiques individuees (hommes/femmes ; quarties de revenu). Au tota, pusieurs séries d indicateurs produits par OCDE ont été envisagées pour chacun des systèmes de protection sociae ; es variabes finaement retenues dans anayse sont es suivantes : Retraites : L indicateur e pus simpe mesure écart, pour chaque individu, entre âge minima du départ à a retraite (par sexe) dans chaque pays et âge de intéressé. I devrait donc infuer positivement sur e fait d être en empoi et négativement sur e fait de partir à a retraite. Nous utiisons ensuite deux indicateurs pus fins décrivant es incitations financières construits par Whitehouse et Queisser (2006). Le premier est e taux de rempacement à 60 ans. I devrait avoir un effet négatif sur e fait d être encore un empoi et un effet positif sur e fait de partir en retraite. Le second indicateur mesure a variation de a richesse en pension d un individu s i décide de prendre sa retraite à 65 ans 3 4 cf. et Borsch-Süpan et a. (2005). Sources : pour es systèmes de retraite, Whitehouse et Queisser (2006) ; concernant es autres systèmes de protection sociae : «Perspective de empoi» (OCDE, 2004) pour e système ié à a protection de empoi et au chômage, et «Transformer e handicap en capacité» (OCDE, 2003) pour e système couvrant maadie et incapacité.

9 - 7 - au ieu de 60 ans. La richesse en pension (i.e. a somme actuaisée des droits à a retraite versés tout au ong de a retraite) est un indicateur compémentaire du taux de rempacement à 60 ans, qui combine effet du taux de rempacement, de espérance de vie et d une rège de revaorisation des pensions. Toutefois, i est assez difficie à anayser et es résutats peuvent être contradictoires. En effet, es trois arguments qui e composent ont théoriquement des effets opposés sur e fait d être en empoi ou à a retraite. Par contre, a variation de a richesse en pension mesure a progressivité des droits en fonction de âge du départ. Pus i est éevé, pus es saariés auront intérêt à décaer eur départ à a retraite. Théoriquement, i devrait agir positivement sur e fait d être en empoi et négativement sur e départ à a retraite. Maadie et incapacité : Nous avons retenu deux indicateurs synthétiques reatifs (i) au pourcentage de a popuation couverte par es dispositifs d incapacité (ii) et à a générosité des systèmes. A priori, e premier indicateur devrait être corréé négativement avec e départ en retraite du fait de a substituabiité des systèmes de protection sociae aors que e second devrait être corréé positivement. Le sens de ces deux corréations devrait être inversé en ce qui concerne équation de participation. Protection sociae sur e marché du travai : Nous avons retenu un indice synthétique décrivant a protection de empoi et e taux de chômage (par sexe) en Les effets de ces indicateurs peuvent différer seon es périodes ou es empois considérés. Par exempe, e taux de chômage est à a fois un indicateur économique d ensembe (très fortement corréé au PIB) et un indicateur de état du marché du travai Options économétriques Notre anayse se fera en temps deux. Premièrement, a recherche des déterminants du départ à a retraite en Europe sera réaisée par estimation des déterminants du passage à a retraite. Deuxièmement, nous proposons, à partir des résutats des estimations précédentes, une méthodoogie pour appréhender es facteurs expicatifs des différences entre es pays européens. Avec des données de système individuaisées, a modéisation peut se faire au niveau des répondants ; à ce titre, une anayse en muti-niveau procéderait d une sous-expoitation des données. De même, introduction de variabes indicatrices des pays serait redondante avec information déjà contenue. Enfin, a voonté d expiquer es différences entre es pays impose une anayse gobae sur ensembe des échantions nationaux. Au tota, pour estimer es déterminants du passage à a retraite, nous utiisons une équation de mobiité sur e marché du travai de a forme : où * ' 2 y = I y avec y = X * >0 y β y + ε y ε y Ν 0, σ y ; * y est une variabe atente décrivant es départs en retraites entre 2004 et 2006 des saariés de où ( ) 2004, ' X y est un vecteur de variabes décrivant es caractéristiques observabes des individus. Par hypothèse cette équation (dite «d intérêt») ne concerne que es individus qui sont en empoi en 2004.

10 - 8 - En effet, y = 1 signifie qu un actif occupé en 2004 est retraité en 2006, et y = 0 signifie qu un actif occupé en 2004 occupe toujours un empoi en 2006 (cf. Tabeau 1). Dans ce cas précis, sont ignorés es individus qui n occupent pas un empoi en Autrement dit, cette première équation ne prend pas en considération e fait que es actifs occupés en 2004 ont des caractéristiques particuières par rapport aux autres individus susceptibes de transiter vers a retraite en 2006 ou pus tard. Or, comme i n y a pas une seue «passeree» vers a retraite, a séection n est peut-être pas neutre pour estimation qui nous intéresse. Nous utiisons donc une «équation de séection», c est-à-dire de participation à empoi en 2004, qui s écrit : où * ' w avec w = X w β w + ε w = I w * >0 2 où ε Ν(, σ ) w ; 0 w ' X w est un vecteur de variabes décrivant es caractéristiques observabes des individus et une variabe atente décrivant activité des saariés en saariés en 2004 et y = 0 pour es autres. * w est * w prend a vaeur 1 pour es individus Dès ors, a probabiité conditionnee de partir à a retraite sachant que individu était saarié en 2004 s écrit : P ( y 1w = 1) ' ' ( X wβ w, X y β y ρ) ' Φ( X β ) Φ 2, = =. Φ () est une fonction de distribution cumuative de a oi normae et ( ) w w Φ est une fonction de distribution cumuative de a oi normae bivariée avec ρ e coefficient de corréation entre es résidus de équation d intérêt et de séection. Si ρ = 0, aors a séection n a pas d effet sur es déterminants du départ à a retraite et on peut estimer es deux équations séparément. Si ρ 0, aors nous devons estimer simutanément es deux équations. Ce modèe à deux équations est estimé par a méthode du maximum de vraisembance. Ce système d équation nous permet d étudier simutanément a participation et e fait de partir en retraite. Nous mènerons donc anayse en termes de «stock» (ie équation de séection) et de «fux» (ie équation d intérêt) simutanément. 2 La correction du biais de séection potentie au travers du système d équations présenté possède deux avantages. D abord, ee permet de prendre en compte infuence des diverses situations du passage à a retraite et assure a cohérence de anayse des différentes formes de protection sociae. Certes, nos résutats demeurent spécifiques à a sous-popuation étudiée et ne sont donc pas généraisabes puisque, comme indique e tabeau 1, toutes es transitions ne sont pas recensées. Le deuxième avantage de cette approche tient en ce qu ee permet d étudier simutanément a participation à empoi en 2004 et a transition vers a retraite en Pour mener à bien nos anayses, toutes choses égaes par aieurs, nous avons retenu comme variabes expicatives ' X w de équation de participation à empoi (équation de séection) :

11 Dimension individuee : âge, a structure du ménage, e niveau d éducation, e statut du dernier empoi (saarié du pubic, du privé, entrepreneur individue), état de santé auto-décaré, et a probabiité subjective de ne pas vivre jusqu à 75 ans (en différenciant es hommes des femmes). - Dimension contextuee : a situation du conjoint par rapport à empoi, état de santé autodécaré du conjoint et e fait d aider une personne ou de ui prodiguer des soins. - Dimension institutionnee : pour a retraite (taux de rempacement, a variation de cette somme entre 60 et 65 ans, écart à a retraite), pour a maadie et incapacité (popuation couverte et générosité du système) et pour empoi (taux de chômage seon e genre, indicateur décrivant a rigueur de a égisation sur empoi). La spécification ' X y de équation de passage à a retraite (équation d intérêt) est a suivante : - Dimension individuee : âge, a structure du ménage, e statut du dernier empoi (saarié du pubic, du privé, entrepreneur individue), a variation de état de santé auto-décaré entre 2004 et 2006 et a probabiité subjective de ne pas vivre jusqu à 75 ans (en différenciant es hommes des femmes). Une variabe mesurant a distance de entretien individue entre a vague 1 et 2 de SHARE est égaement ajoutée afin de corriger des potenties effets tempores. - Dimension contextuee : a situation du conjoint par rapport à empoi, état de santé auto-décaré du conjoint, e fait d aider une personne ou de ui prodiguer des soins, et deux variabes décrivant es caractéristiques de empoi en 2004 (satisfaction au travai et sentiment d insécurité vis-à-vis de empoi). - Dimension institutionnee : nous reprenons es mêmes indicateurs que ceux retenus comme facteurs expicatifs de a participation à empoi. Compte tenu de a iste des variabes indépendantes retenues, k modèes différents seront estimés. Dans e modèe de référence, nous tiendrons juste compte de âge et du sexe. Dans e modèe (m1), nous ajoutons a structure du ménage, e type d empoi saarié du pubic, du privé ou entrepreneur individue, a situation du conjoint par rapport à empoi et e fait d être satisfait de son empoi. Dans e modèe (m2), nous compétons par des variabes de santé et par anticipation de espérance de vie. Les variabes présentes dans ces premiers modèes correspondent aux dimensions individuees et contextuees. Dans es modèes (m3 m6), nous introduisons aternativement puis simutanément es trois dimensions de a dimension institutionnee (retraite-maadie-empoi). Enfin, dans e modèe (m7), nous prenons en compte ensembe des variabes précédemment citées, auxquees nous ajoutons es anticipations par rapport aux modifications du système des retraites.

12 Mesurer et expiquer es différences d offre de travai entre es pays Dans un deuxième temps, nous aons essayer de mesurer importance de ces déterminants pour expiquer es différences entre es pays européens. Comme nous avons précisé dans introduction, même s i sembe exister une tendance coective à augmentation du taux d empoi des seniors en Europe, i demeure une hétérogénéité très grande entre es pays. À instar de Banchet et Debrand (2007) et Boin et a. (2008), nous aons cacuer infuence de chaque dimension (individuee, contextuee, institutionnee) dans expication es différences entre es pays. Pour ce faire, nous aons utiiser des indicateurs différents, un indicateur d écart absou entre es pays et un indicateur d écart reatif. Pour mesurer es écarts reatifs et absous entre es situations nationaes, on utiise es prédictions issues des k différentes estimations qui dépendent des variabes expicatives présentes dans es modèes. On notera obs P., ( ) obs j 1 = ni i = P 1 i, j ni a proportion moyenne observée des individus i partant à a retraite dans e pays j ; et partant à a retraite dans e pays j. 1 n = i k = i est k est P., j ( P ) i 1 i, j n a proportion moyenne estimée des individus i L indicateur absou est déterminé par écart absou des prédictions moyennes seon es pays, c est-àdire a différence entre es deux vaeurs extrêmes, pour es différents déterminants incus dans es régressions : I k abs est max( P., j = max( P., j k ref ) min( P ) min( P estk., j ref., j ) ) Nous pouvons déterminer cet indicateur pour es 8 modèes différents (m1-m8). Pour équation de participation, i n y a que 7 modèes, e huitième correspond à appréhension face aux changements de égisation concernant es retraites (voir tabeau 4 et 5). Nous cacuons ensuite écart entre ces deux proportions moyennes et a moyenne pondérée par a popuation de chaque pays ( n est a popuation d un des 11 pays et N = a popuation totae des dix pays) de cet écart, soit : j n j k obs estk k 1 11 j k E = P j., j P.,., j et E.,. = = ( E ) 1., j 11 j n N j

13 Dès ors, nous pouvons déterminer erreur quadratique moyenne : EQM k = 1 11 k k ( E E ) 11 2 j., j.,. Nous pouvons ainsi définir pour es 8 modèes retenus (m1-m8) indicateur reatif des différences entre es pays : k EQM I re EQM = ref k Si a différence entre es pays est uniquement due à des différences dans a distribution des caractéristiques prises en compte dans es 8 modèes, aors es vaeurs de ces indicateurs devraient être nues. Par contre, si a vaeur des indicateurs est différente de zéro et est modifiée par introduction de nouvees caractéristiques, aors cea signifie que ces dernières sont des facteurs expicatifs des différences inter-pays. I existe une différence entre es deux indicateurs qui tient k principaement à a prise en compte de a moyenne pondérée des prédictions ( E.,. ). On prend en considération e poids reatif de chacun des pays aors que dans e premier indicateur, on ne prend en considération que a différence absoue entre es extrêmes quee que soit a structure des pays considérés. Ces deux indicateurs peuvent être aussi bien construits pour équation d intérêt, qui concerne a mobiité vers a retraite, entre 2004 et 2006, que pour équation de séection qui concerne e fait de participer à empoi en Résutats Après avoir présenté rapidement es statistiques descriptives, nous nous intéresserons aux équations de participation à empoi et de passage à a retraite. Pour chacune d entre ees, nous mettons d abord en évidence es déterminants individues, contextues et institutionnes. Ensuite, attention se porte sur anayse des différences internationaes dans es taux d empoi et de passage à a retraite.

14 Statistiques descriptives La ecture des premières statistiques (voir tabeaux 2 et 3) met en évidence des différences de caractéristiques entre es travaieurs qui ont pris eur retraite et ceux qui demeurent en empoi deux ans pus tard. En effet, ceux qui sont partis à a retraite sont putôt es pus âgés, putôt des saariés du secteur pubic et putôt moins des entrepreneurs individues, putôt des coupes et surtout des coupes dont e conjoint n est pas saarié, putôt des saariés reativement moins satisfaits de eur empoi, et des individus putôt en mauvaise santé. Si on regarde es anticipations en matière d espérance de vie, i sembe exister des différences entre ceux qui sont restés en empoi et ceux qui sont partis en retraite ; cet effet est positif pour es hommes et négatifs pour es femmes. I n est pas possibe, à partir des statistiques descriptives, de mettre en évidence de réees différences pour es indicateurs systémiques. La seue différence notabe concerne a variation de a somme actuaisée des pensions futures. Cet indicateur, comme ensembe des indicateurs concernant es retraites, diffère seon es pays mais aussi es revenus et e genre Approche en termes de «Stock» : a participation à empoi en 2004 L estimation de équation de séection met en évidence infuence des déterminants usues de a participation des seniors à empoi (Tabeau 4). Au niveau individue toutes autres choses étant égaes par aieurs a probabiité d occuper un empoi se réduit ogiquement avec âge ; ee est d autant pus forte que e niveau d étude est éevé, ou que es individus sont entrepreneurs individues. Comme dans a ittérature existante, on retrouve ici infuence primordiae de a santé puisque es répondants en bonne santé (se décarer en bonne santé, anticiper de vivre jusqu à 75 ans pour es femmes) ont une probabiité pus forte d occuper un empoi. Le rôe des variabes de contexte est ui aussi important puisque a situation du conjoint par rapport à empoi infuence e fait d être en empoi ou pas. Ainsi, a probabiité d occuper un empoi est notamment pus forte si e conjoint travaie. Conformément à ce qui est observé dans a pupart des études sur e thème, es individus qui prodiguent de aide informee à une personne (au sein ou à extérieur du ménage) ont une probabiité pus faibe d occuper un empoi. En ce qui concerne a dimension institutionnee, es caractéristiques des systèmes de protection sociae ont bien une importance dans e fait d occuper un empoi ou non. Lorsqu on considère chaque système un après autre, on observe (i) pour e système ié à a retraite : a probabiité d occuper un empoi est pus faibe pour des vaeurs éevées du taux de rempacement, et pour des vaeurs éevées de a richesse nette actuaisée. Assez ogiquement, pus a «distance» à âge minimum éga de a retraite est ongue et pus a probabiité d être empoi est forte. (ii) Pour e système ié à a maadie et incapacité, on observe principaement un ien positif avec indicateur ié au pourcentage de a popuation couverte par es dispositifs d incapacité. (iii) Pour ce qui est des variabes institutionnees reatives au marché du travai, on retrouve cassiquement un effet positif de indice de protection

15 égae de empoi et un effet négatif du taux de chômage sur a probabiité individuee d occuper un empoi. Pour ce qui est de expication des différences entre es pays, nous nous intéressons aux indicateurs absous et reatifs présentés précédemment. Dans ce cadre, es facteurs expicatifs des dimensions individuee et contextuee expiquent 30,6 % de a variance entre es pays soit une réduction des écarts entre es effets absous entre es pays de 14,0 %. L introduction des indicateurs sur e marché du travai expique assez peu es différences entre es pays (pour e marché du travai I abs = 36,2 % et I re = 10,1 %). A contrario, es particuarités des systèmes de retraite expiquent es différences entre es pays (I abs = 42,9 % et I re = 24,8 %). Les indicateurs iés à a maadie et à incapacité expiquent fortement es différences entre es pays (I abs = 72,7 % ; I re = 50,3 %). En effet depuis a fin des années 1980, a pupart des pays européens ont ajouté des systèmes de sortie de empoi pour raisons de santé (Börsh-Supan, 2004, 2007) Approche en termes «Fux» : déterminants du passage à a retraite entre 2004 et 2006 Les anayses, toutes choses égaes par aieurs, confirment dans es grandes ignes es observations notées avec es statistiques descriptives (Tabeau 5). L âge, e sexe, e niveau d éducation, a situation famiiae, a situation professionnee et e fait d être satisfait de son empoi, sont des déterminants du fait de partir à a retraite, au même titre que a variation de état de santé entre 2004 et Par aieurs, es variabes spécifiques à équation d intérêt présentent es effets attendus. Ainsi, a satisfaction au travai ou a peur de perdre son empoi, sont des facteurs qui retardent e passage à a retraite tout comme e fait d être en bonne santé voire d améiorer son état de santé entre es deux vagues. Enfin, Les anticipations concernant es réformes à venir des retraites pour e montant des pensions ne sont pas statistiquement iées au fait de partir en retraite ; aors que es anticipations concernant une augmentation de âge du départ jouent un rôe important. Les expications pourraient être que es saariés sont soit pus sensibes à âge de a retraite, soit qu is ont internaisés que es réformes sont généraement pus «rapides» pour modifier âge de départ que es montants des retraites. Pour ce qui est des effets institutionnes, on observe infuence supposée de chaque système seon es différents modèes estimés. Assez ogiquement, a probabiité de prendre sa retraite est d autant pus forte que on observe des vaeurs éevées de a variation de a richesse nette actuaisée, de a générosité des systèmes d incapacité et de maadie. A contrario, a transition empoi-retraite est corréée négativement avec a distance à a retraite, e taux de couverture du système d incapacité et e niveau du chômage.

16 Notre deuxième questionnement concerne expication des différences entre es pays concernant a proportion de départ à a retraite (voir tabeau 2). La compréhension de ces différences de fux nous apporte un éément de pus à expicitation des écarts entre es taux d empoi des pays européens. Avec comme estimation de référence e modèe où seu âge est pris en compte, introduction des autres déterminants individues n expique pas es différences entre e pays. De même, ajout des variabes de santé expique 2,9 % de a variance inter-pays (I re ) et 3,4 % de écart absou (I abs ). En revanche, introduction des systèmes es uns après es autres, puis simutanément, expique es principaes différences entre pays dans es taux de passage à a retraite. Dans e détai, a variance inter-pays expiquée passe à 25,4 % (I re ) et a variation de écart absou (I abs ) est de 15,0 % orsqu on incorpore es indicateurs décrivant es systèmes de retraite. Ces effets sont comparabes en ce qui concerne es indicateurs décrivant e système de maadie et d incapacité (26,4 % de a variance Interpays et quasiment 14 % de écart absou), mais es indicateurs iés à empoi n apportent aucune information pour comprendre es différences entre es pays. Enfin, si on prend en considération es trois systèmes simutanément, 68,3 % de a variance inter-pays (I re ) et 34,6 % de écart absou (I abs ) sont expiqués. Ces statistiques sont supérieures à a somme des effets des systèmes pris es uns après es autres. Ce résutat accrédite une nouvee fois a thèse d une certaine compémentarité entre es systèmes de protection sociae. Concusion L objectif de cette recherche consistait à appréhender e processus de départ à a retraite des seniors et de mieux comprendre es différences entre es pays européens, au regard des différentes dimensions individuee, contextuee, et institutionnee qui sont susceptibes d infuencer offre de travai. Notre but était donc doube. Premièrement, a recherche des déterminants du départ à a retraite en Europe ; deuxièmement, essayer de comprendre es différences entre es pays européens. Une approche simutanée en termes de «stock» et de «fux» de main-d œuvre a pu être menée grâce aux données ongitudinaes de enquête SHARE (2004, 2006) circonscrites aux personnes âgées (50-64 ans) susceptibes de pouvoir occuper un empoi. Les résutats sur es déterminants montrent qu en ce qui concerne a dimension individuee, âge, état de santé, e niveau d étude ou a structure du ménage, importent dans a décision de partir en retraite. Pour a dimension contextuee, on retrouve idée que es conditions de travai et a situation du conjoint sur e marché du travai infuent sur e choix de partir à a retraite. Les trois domaines de a protection sociae (empoi, retraite, maadie) sont égaement des déterminants importants de a décision de partir en retraite. Dès ors, ces premiers résutats corroborent existence d une mutitude de facteurs expicatifs au départ à a retraite. Le deuxième objet dans cet artice était de mieux comprendre es différences entre es pays européens. L ensembe des déterminants individues et contextues expique assez peu es différences entre es pays. Autrement dit, es comportements de passage à a retraite sont comparabes entre es

17 pays européens, du point de vue de âge, du sexe, du niveau d éducation, de état de santé, du contexte famiia et professionne. En revanche, es caractéristiques des trois systèmes de protection sociae expiquent a grande majorité des différences entre es pays (I re et I abs ). Dans e détai, es systèmes ont une infuence moindre orsqu is sont pris individueement, avec une pace prépondérante pour es systèmes iés à a retraite et incapacité. Or, si effet coectif des trois systèmes est supérieur à a somme des effets singuiers, on peut penser qu i existe une forme de compémentarité entre es systèmes de protection sociae. Thèse d autant pus vraisembabe qu un système est rarement pensé ex-nihio, mais putôt construit et caibré en fonction des autres systèmes existants. Dès ors, es différences entre es pays ne sont pas à chercher dans es différences entre es caractéristiques socio-économiques individuees mais dans es différences institutionnees ou systémiques entre es pays. Sur a base de ces résutats, toute poitique pubique en Europe qui aurait pour but une augmentation du taux d empoi des seniors devrait reposer sur deux piiers : premièrement, ees doivent tenir compte de a compexité des déterminants des décisions des individus et de eurs interactions ; et deuxièmement, es principaux facteurs de convergence au sein de Europe sont à rechercher dans hétérogénéité des systèmes institutionnes des États européens, en prenant en considération ensembe des systèmes de protection sociae et pas uniquement es systèmes iés à a retraite. À ce titre, es poitiques pubiques, dont e but serait d accroître e taux d empoi des seniors, devraient proposer des réformes concernant ensembe des systèmes de protection sociae et pas uniquement un seu d entre eux.

18 Bibiographie Anderson K.H. and Burkhauser R.V. (1985). The Retirement-Heath Nexus: A New Measure of an Od Puzze, Journa of Human Resources, 20(3): Asch B., Haider S. and Zissimopouos J. (2005). Financia Incentives and Retirement Evidence from Federa Civi Service Workers. Journa of Pubic Economic 89: Askenazy P. and Caroi E. (2002). New Organizationa Practices and Working Conditions: Evidences from France in the 1990s. Louvain Economic Review, 68(1-2): Aubert P. Banchet D. et Bau D. (2005). «Le marché du travai après 50 ans. Ééments de comparaison franco-américaine», in Économie Française édition , INSEE/Références. Banchet D. et Debrand T. (2007). «Souhaiter prendre sa retraite e pus tôt possibe : santé, satisfaction au travai and facteurs monétaires». Économie and Statistique, : Bönda S. and Scarpetta S. (1998). The Retirement Decision in OECD Countries. OECD Economics Department Working Papers, n 202. Bohn H. (1999). Wi Socia Security and Medicare Remain Viabe as US Popuation is Aging? Carnegie Rochester Conference Series on Pubic Poicy, 50: Boin K., Lindgren A., Lundborg P., 2008, Utiisation of Physician Services in the 50+ Popuation. The Reative Importance of Individua versus Institutiona Factors in 10 European Countries, Working Paper NBER, n Börsch-Supan A. (2000). Incentive Effects of Socia Security on Labor Force Participation: Evidence in Germany and Across Europe. Journa of Pubic Economics, 78, Börsch-Supan A. (2007). Work Disabiity, Heath, and Incentive Effects. MEA discussion paper 135. Börsch-Supan A. and a. (2005). Heath, Ageing, and Retirement in Europe, First Resuts from the Survey of Heath, Ageing, and Retirement in Europe. MEA, Univ. Manheim (Germany). Bosch G. et Schief S. (2006).» L empoi des 55 ans et pus en Europe entre Work Line et préretraite». Travai et Empoi, 107 : Campoieti M. (2002). Disabiity and the Labor Force Participation of Oder Men in Canada. Labour Economics, 9(3): Carmichae, F. and Chares, S. (1998). The Labor Market Costs of Community Care. Journa of Heath Economics, 17: Currie J and Madrian B.C. (1999). Heath, Heath Insurance and the Labor Market, in Handbook of Labor Economics, Ashenfeter O. and Card D. (eds.), Amsterdam, North Hoand: Duva R. (2003). The Retirement Effects of Od-Age Pension and Eary Retirement Schemes in OECD Countries. Working Paper, OCDE, n 370. Ferrie JE., Shipey MJ., Newman K., Stanfed SA. and Marmot TM. (2005). Sef-Reported Job Insecurity and Heath in the Witeha II Study: Potentia Expanations of the Reationship. Socia Science and Medicine. 607: Fevang I., Kverndokk S. & Røed K. (2009). Informa Care and Labor Suppy. University of Oso, Heath Economics Research Program, Working Paper Freidberg L. (1999). The Effect of Od Age Assistance on Retirement. Journa of pubic Economics, 71:

19 Gruber J. (2000). Disabiity Insurance Benefits and Labor Suppy. Journa of Poitica Economy, 64: Gruber J. and Kubick J. (1997). Disabiity Insurance Rejection Rates and the Labor Suppy of Oder Workers. Journa of pubic Economics, 64: Gruber J. and Madrian B. (1995). Heath Insurance Avaiabiity and Retirement Decision, American Economic Review, 85-4, Gruber J. and Wise B. (1998). Socia Security and Retirement: An Internationa Comparison. American Economic Review, 88(2): Gruber J. and Wise D.A. (eds) (1999). Socia Security and Retirement Around the Word. NBER/University of Chicago Press. Hamermesh D. (1985). Expectations, Life Expectancy, and Economic Behavior. Quartery Journa of Economics, 100(2): Hamermesh D. (2001). The Changing Distribution Job Satisfaction. Journa Human Resources, 36: Heitmueer, A. (2007). The Chicken or the Egg? Endogeneity in Labor Market Participation of Informa Carers in Engand. Journa of Heath Economics, 26(3): Hurd M. and McGarry K. (1995). Evauation of the Subjective Probabiities of Surviva in the HRS, Journa of Human Resources, Specia Issue: The Heath and Retirement Study, Data Quaity and Eary Resuts, 30(5): S268-S292. Hurd M., McFadden D. and Merri A. (1999). Predictors of Mortaity Among the Edery. NBER Working Papers, n Hurd M., Smith J. and Zissimopouos J. (2004). The Effects of Subjective Surviva on Retirement and Socia Security Caiming. Journa of Appied Econometrics, 19(6): Karasek R. and Theore T. (1990). Heathy Work: Stress, Productivity, and the Reconstruction of Working Life, Basic Books, New York. Kerkhofs M., Lindeboom M. and Theeuwes J. (1999). Retirement, Financia Incentives and Heath. Labour Economics, 6(2): Madrian B. (1994). The Effect of Heath Insurance on Retirement, Broking paper on Economic Activity 1: McGarry K. (2004). Heath and Retirement: Do Changes in Heath Affect Retirement Expectations? Journa of Human Resources, 39(4): OCDE (2003). «Transformer e handicap en capacité» OCDE (2004). «Perspectives de empoi»., Raveaud G. (2006). «La Stratégie européenne pour empoi : une poitique d offre de travai». Travai et Empoi, 107 : Rust J. and Phean C. (1997). How Socia Security and Medicare Affect Retirement Behavior in a Word of Incompete Markets. Econometrica, 65: Siegrist J. (1996). Adverse Heath Effects of High-Effort/Low-Reward Conditions. Journa of Occupationa Heath Psychoogy, 1(1): Spiess, C. K. and Schneider, A. U. (2003). Interactions between Care-Giving and Paid Work Hours Among European Midife Women, 1994 to Ageing & Society, 23:

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21 Tabeau 1 - Séection de échantion Equation de séection (approche en termes de «stocks») : Condition en 2004 Condition en 2006 N y=1 Actifs occupés Actifs occupés ou retraités y=0 Chômeurs, retraités, invaides Actifs occupés ou retraités Tota * Equation d'intérêt (approche en termes de «fux») : Condition en 2004 Condition en 2006 N w=1 Actifs occupés Retraités 657 w=0 Actifs occupés Actifs occupés w=. Chômeurs, retraités, invaides Actifs occupés ou retraités Tota * Note: (*) Répondants présents aux deux vagues, dont 'âge en vague 1 est compris entre 50 et 64 ans (soit individus) et dont es conditions de équation de séection sont rempies i.e. sont considérés comme manquants, es répondants dont e statut en vague 1 est «Autre inactif ou non renseigné» (47 indiv.), ainsi que ceux dont es transitions en vague 2 sont «autres que vers actif occupé ou retraité» (1232 indiv.). Pays Tabeau 2 - Description des effectifs par pays seon a situation sur e marché du travai Actifs occupés en 2004 Toujours actif occupé en 2006 Retraité en 2006 Hors empoi en 2004 Tota Autriche Aemagne Suède Pays-bas Espagne Itaie France Danemark Grèce Suisse Begique Tota

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