Non-emploi des seniors : le rôle de «l effet horizon»

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1 Non-emploi des seniors : le rôle de «l effet horizon» Aubert Patrick Insee division «redistribution et politiques sociales»

2 Introduction : chômage et non-emploi des seniors Un chômage beaucoup plus fréquemment de longue durée Entre 2003 et 2009, proportion de chômeurs au chômage (BIT) depuis 1 an ou plus de l ordre de 20 à 30% chez les ans de l ordre de 30 à 40% chez les ans de l ordre de 50 à 60% chez les 50 ans ou plus D autres situations de non-emploi de longue durée «Chômage» non BIT Préretraites (publiques ou privées) Invalidité, etc. pour les seniors, focaliser sur le seul «chômage de longue durée» peut être trompeur Un rôle des systèmes de retraite et de leurs incitations sur le nonemploi des seniors? «effet horizon»? 2

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4 Plan de l exposé L effet horizon : de quoi parle-t-on? Une nouvelle estimation, à partir des données des échantillons interrégimes de retraités et de cotisants Que peut-on attendre des effets de la réforme de 2010 sur l emploi des seniors? 4

5 L effet horizon : de quoi parle-t-on? (1/3) Le principe : le jeu des incitations créées par la proximité du départ à la retraite sur l offre et la demande de travail passant par plusieurs mécanismes possibles : Sur la demande de travail : Moindre retour sur investissement pour les coûts d embauche Moindre investissement en formation (du fait d un horizon plus court) Anticipation des coûts liés aux embauches et licenciements Etc. Sur l offre de travail : Moindre effort de recherche d emploi (pour les chômeurs) Etc. 5

6 L effet horizon : de quoi parle-t-on? (2/3) Quelques remarques : L existence d un «effet horizon» n implique pas forcément que l effet soit total Une question d importance : l âge qui détermine l horizon Les effets à rebours des systèmes de retraite sur l emploi des seniors peuvent passer par d autres effets que l effet horizon D autres dispositifs institutionnels s alignent sur les âges définis par le système de retraite «effet horizon institutionnel»? Incitations liées au fait d avoir déjà, ou non, validé une durée suffisante pour liquider ses droits à retraite au taux plein 6

7 L effet horizon : de quoi parle-t-on? (3/3) La mesure empirique de l effet horizon : estimations et controverses Première estimations dans Hairault, Langot, Sopraseuth (2006) Au niveau macro : corrélation, en comparaison internationale, entre âge «légal» de la retraite et taux d emploi relatif des seniors (50-59 ans) Au niveau micro : à partir des données individuelles de l enquête Emploi, estimations de la probabilité d être en emploi à chaque âge à partir de 50 ans, en fonction de caractéristiques individuelles, de l âge, ainsi que de la distance à l âge individuel du taux plein La critique de Benallah, Duc, Legendre (2008) estime-t-on un effet de «distance à la sortie» ou bien de «distance à l entrée»? Deux raisons pour lesquelles l effet de distance à l entrée pourrait jouer : Phénomène «d usure» physiologique ou psychique d autant plus grande que le salarié est entré tôt sur le marché du travail Existence de dispositifs de sortie anticipée d activité conditionnés à la durée de carrière (et auxquels les salariés ayant commencé à travailler tôt ont donc plus souvent accès) 7

8 Une nouvelle estimation Comment identifier séparément les effets de distance à l entrée, distance à la sortie, et génération? Relation non-linéaire entre distance à l entrée et à la sortie, du fait des contraintes d âge minimal (ouverture des droits à 60 ans) et maximal (annulation de la décote à 65 ans) Allongement progressif de la durée requise pour le taux plein, en fonction de l année de naissance on peut également identifier séparément l effet de la génération Des données statistiques sur les droits à retraite effectivement acquis : les échantillons interrégimes de cotisants (EIC) et de retraités (EIC) Intérêt = base de données administratives contenant les droits à retraite effectivement validés dans les divers régimes le problème des erreurs de mesure est a priori résolu Ici, on utilise l information sur les carrières des personnes nées en 1934, 1938 et 1942 (cessation définitive d emploi au cours des années 1990) Plusieurs indicateurs Âge moyen de cessation définitive d emploi Probabilité d être en emploi, à chaque âge Probabilité de sortie d emploi, à chaque âge 8

9 Résultats (1/2) : probabilités d être en d emploi Tableau : Régression de la probabilité d être en emploi à chaque âge, pour les personnes qui étaient en emploi au régime général à 54 ans coefficients associés à l âge du taux plein Hommes, modèle de probabilité linéaire Femmes, modèle de probabilité linéaire Coefficient associé à Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l'année Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l'année Probabilité d'être en emploi au cours de l'année des ans ans ans ans ans 0,00 0,00 0,02 0,05 *** 0,05 *** (0,01) (0,01) (0,02) (0,02) (0,02) -0,01-0,01-0,02-0,06 ** -0,15 *** (0,01) (0,02) (0,02) (0,03) (0,03) 0,00 0,01-0,01 0,01-0,01 (0,01) (0,01) (0,02) (0,02) (0,02) -0,02 0,01 0,00-0,08 ** 0,01 (0,02) (0,03) (0,03) (0,04) (0,04) Source : Drees, EIR 2004, EIC 2005, fichiers provisoires de l'eir 2008; calculs : auteur Champ : personnes en emploi au régime général au cours de l'année de leurs 54 ans, nées en 1934, 1938 ou 1942, ayant validé entre 110 et 160 trimestres à la fin de l'année de leurs 54 ans Note : les autres variables explicatives introduites dans la régression ne sont pas indiquées ici (indicatrices d'âge minimal du taux plein avant la réforme, indicatrice de génération, salaire et salaire au carré). La variable estimée est l indicatrice d être en emploi à chaque âge, et la régression est menée avec la méthode des moindres carrés ordinaires. Les coefficients associés aux dispositifs de retraite ressortent significatifs pour les mêmes âges lorsque les estimations sont réalisées avec un modèle Logit (cf. Aubert, 2009) 9

10 Résultats (2/2) : probabilités de sortie d emploi Tableau : Régression de la probabilité de cessation d emploi à chaque âge (pour les personnes en emploi au régime général) coefficients associés à l âge du taux plein Hommes, modèle de probabilité linéaire Femmes, modèle de probabilité linéaire Coefficient associé à Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l année Distance à l'âge minimal auquel le salarié pourra liquider au taux plein Indicatrice de durée requise pour le taux plein atteinte avant le début de l'année Probabilité de cessation d'emploi au cours de l'année des ans ans ans ans ans 0,01-0,01-0,03 ** -0,04 ** -0,03 * (0,01) (0,01) (0,01) (0,02) (0,02) 0,01 0,02 * 0,02 0,07 *** 0,09 *** (0,01) (0,01) (0,02) (0,03) (0,03) 0,00-0,01 0,01-0,02 0,02 (0,01) (0,01) (0,01) (0,01) (0,02) 0,01 0,00 0,01 0,09 *** 0,03 (0,01) (0,02) (0,02) (0,03) (0,03) 10 Source : Drees, EIR 2004, EIC 2005, fichiers provisoires de l'eir 2008; calculs : auteur Champ : personnes en emploi au régime général au cours de l'année de leurs 54 ans, nées en 1934, 1938 ou 1942, ayant validé entre 110 et 160 trimestres à la fin de l'année de leurs 54 ans Note : les autres variables explicatives introduites dans la régression ne sont pas indiquées ici (indicatrices d'âge minimal du taux plein avant la réforme, indicatrice de génération, salaire et salaire au carré). La variable estimée est l indicatrice d être sorti de l emploi à chaque âge, et la régression est menée avec la méthode des moindres carrés ordinaires. Les coefficients associés aux dispositifs de retraite ressortent significatifs pour les mêmes âges lorsque les estimations sont réalisées avec un modèle Logit (cf. Aubert, 2009)

11 L impact de la réforme de 2010 sur l emploi des seniors : que peut-on attendre? Quelques importantes questions de méthode : Modéliser l effet horizon : par rapport à quel âge? pour l instant, les modèles (Destinie de l Insee, Promess de la Drees ) ont plutôt fait le choix d un horizon lié à l âge d ouverture des droits Comment traduire l effet horizon? Modèle Destinie : décalage des âges de cessation d emploi en fonction de celui des âges de liquidation Il s agit de l hypothèse retenue pour les projections de population active jusqu en 2060, publiées par l Insee en 2011 Impact à long-terme estimé pour les ans : +10 points de taux d activité des hommes, +7 points de taux d activité des femmes Modèle Promess : décalage des probabilités de cessation définitive d emploi à chaque âge, pour les 5 années qui précèdent l âge d ouverture des droits On fait l hypothèse que la probabilité de sortir définitivement de l emploi 5 ans avant l âge d ouverture des droits (resp. 4 ans avant, 3 ans avant, etc.) se décale parallèlement à cet âge Dans les deux cas, cela correspond à des hypothèse implicites sur les dispositifs de sortie anticipée d emploi, qu il sera nécessaire de clarifier. 11

12 A quoi correspondent les hypothèses de décalage? 80% 75% Graphique : Taux d emploi entre 53 et 62 ans sous diverses hypothèses de modélisation en % de la population 70% 65% 60% 55% 50% 45% 40% Pas d'effet horizon Décalage des âges (exemple : modèle DESTINIE sur le long-terme) Décalage des probabilités de sortie d'emploi (exemple : modèle PROMESS) âge 12

13 Non-emploi des seniors : le rôle de «l effet horizon» Merci de votre attention! Contact M. Patrick Aubert Tél. : Courriel : patrick.aubert@insee.fr Insee 18 bd Adolphe-Pinard Paris Cedex 14 Informations statistiques : / Contacter l Insee (coût d un appel local) du lundi au vendredi de 9h00 à 17h00