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

24 assure une varablté nterndvduelle totalement exogène. On peut donc utlser la date d entrée en vgueur de la surcote comme moyen de séparer les ndvdus en deux souspopulatons : une premère regroupe les ndvdus ayant accès à la surcote dès leur soxantème annversare, ndépendamment de leur volonté d y avor recours ; une seconde sous-populaton est construte en retenant les ndvdus qu ne peuvent pas recourr au dspostf même s ls souhatent le fare. Auss, compte tenu de la date d entrée en vgueur du dspostf (année 2004), les deux groupes sont construts de la manère suvante : D un côté, en 2004, au moment de la mse en place du dspostf de surcote, la génératon 1944 attegnat l âge de 60 ans et, à ce ttre, état la génératon la plus jeune pouvant prétendre à une penson surcotée en se mantenant en actvté et en repoussant son âge de départ en retrate. On consdère ans cette génératon comme «le groupe de tratement». On pourrat également retenr les génératons suvantes pour construre notre populaton d ndvdus «tratés». La dffculté résde dans le fat que ces génératons sont par défnton plus jeunes et que par conséquent les ndvdus les composant sont nombreux à ne pas encore avor prs leur retrate. On ne peut donc pas complètement observer leurs décsons de départ ce qu rend, pour le moment, l évaluaton dffcle pour les génératons plus jeunes 15. De l autre côté, la génératon 1938 attegnat 66 ans en 2004 ce qu sgnfe qu elle n a pas pu bénéfcer de la surcote en prolongeant son actvté et en reculant son âge de départ en retrate. S certans assurés de cette génératon ont prolongé leur actvté après 60 ans et au-delà de la durée requse pour le taux plen, c est donc sans consdératon de la surcote, cette dernère n exstant pas encore. La génératon 1938 est donc consdérée comme le «groupe de contrôle» de notre évaluaton, autrement dt notre populaton «non tratée». Parm les génératons 1944 et 1938, tous les assurés ne seront toutefos pas élgbles à la surcote. Les ndvdus qu arrvent à l âge de 60 ans avec un nombre de trmestres fable pourront en effet dffclement prétendre au dspostf. Il nous faut donc restrendre notre analyse aux potentels surcoteurs, c est-à-dre aux ndvdus qu sont élgbles au dspostf en termes de durée d assurance valdée. Une façon de fare est d élmner tous les assurés qu arrvent à l âge de 60 ans en ne dsposant pas du nombre de trmestres nécessare au recours à la surcote. Cela revent à ne retenr que les ndvdus qu dsposent, à l âge de 60 ans, de la durée requse pour bénéfcer d une retrate au taux plen. L nconvénent de ce crtère est qu l est basé sur une condton de durée nécessare pour le taux plen. Or, avec l allongement 15 On peut toutefos déjà vérfer s ls sont plus nombreux à décaler leur départ à la retrate après 60 ans. C est ce que nous fasons plus lon. 23

25 de la durée d assurance requse prévu par les réformes de 1993 et de 2003, cette durée n est pas dentque pour les génératons 1938 et Les ndvdus nés en 1938 dovent en effet justfer de 155 trmestres pour prétendre à une retrate au taux plen alors que ceux nés en 1944 dovent en valder 160 (cf. tableau 1). Ce crtère crée donc une source de dfférencaton entre les deux sous-populatons, autre que celle ndute par l élgblté au dspostf de la surcote. La méthode d évaluaton que nous moblsons n étant valable que s les deux souspopulatons ne sont pas dfférencables, au crtère d élgblté à la surcote près, les résultats des estmatons basées sur ces crtères de sélecton rsqueraent d être basés. Pour annuler cette seconde source de dfférencaton, nous ne retenons que les assurés qu ont valdé au mons 160 trmestres l année de leur 60 ème annversare 16. Cette soluton permet ans de placer au même pont de départ tous les ndvdus soums à l évaluaton, quel que sot le groupe auquel ls appartennent (groupe de tratement ou de contrôle) et sans consdératon des dfférences de durée requse pour obtenr le taux plen entre les deux génératons. Les ndvdus de la génératon 1938 et de la génératon 1944 ont ans, au départ, une propenson à repousser leur départ à la retrate strctement dentque. Les modaltés de constructon des deux groupes sont résumées dans le tableau 3. Tableau 3. Constructon du groupe «traté» et du groupe de contrôle Groupe traté Groupe de contrôle Assurés nés en 1944 ayant valdé au mons Assurés nés en 1938 ayant valdé au mons 160 trmestres l année de leurs 60 ans 160 trmestres l année de leurs 60 ans (hors MDA) (hors MDA) Pour procéder à une telle dchotome, l est nécessare de dsposer de données longtudnales qu permettent de dstnguer les deux cohortes d assurés mas également de connaître la durée que les ndvdus appartenant à chacune de ces cohortes ont valdée avant de pouvor partr en retrate. L échantllon des assurés de la CNAV est doté de telles caractérstques. A notre connassance, l s agt de la seule source d nformaton qu permet la mse en œuvre d une évaluaton de ce type. Plus précsément, l échantllon des assurés de la CNAV est un échantllon représentatf des assurés du régme général d assurance-vellesse. Le taux d échantllonnage est de 1/20. Les assurés sont auss ben des cotsants, c est-à-dre des personnes qu ont au mons une valdaton au régme général d assurance-vellesse mas qu n ont pas encore lqudé leur retrate, que des retratés. Il est enrch tous les deux ans des nouveaux assurés du régme général et des données actualsées pour ce qu est des assurés qu 16 Hors majoraton de durée d assurance pour les femmes. 24

26 sont ntalement présents dans l échantllon, avec une mse à jour tous semestrelle des départs en retrate La constructon du contrefactuel En plus de permettre le suv de cohortes de manère persstante dans le temps, de leur premère valdaton à leur départ en retrate 17, les données de l échantllon de la CNAV apportent des nformatons très fnes sur l assuré, partculèrement sur le déroulement de sa carrère. Pour meux comprendre la rchesse de ces données, l est utle de rappeler la manère dont les fchers de la CNAV sont consttués et le type d nformaton que cette dernère recuelle. Par défnton, les données recuelles par la CNAV ont pour but de détermner les drots à la retrate auxquels peuvent prétendre ses assurés. Nous l avons vu dans la soussecton 3.1, ces drots dépendent de nombreux paramètres qu ont trat à la fos à des caractérstques personnelles (la date de nassance par exemple) ans qu à des éléments de carrère. Les fchers de geston de la CNAV, appelés les «Référentels Natonaux», sont almentés selon le crcut représenté dans le schéma 1 (annexe 1). Nous dsposons donc, pour notre évaluaton, d un résumé de l ensemble des nformatons recuelles par la CNAV sur un échantllon au vngtème de l exhaustf des assurés du régme général d assurance-vellesse. Nous avons ans un échantllon très large d ndvdus pour lesquels nous dsposons d nformatons admnstratves assez fnes et qu nous permettent notamment de retracer l ensemble de leur carrère, jusqu à leur départ en retrate. Cette source de données est partculèrement préceuse compte tenu de la manère dont nous sélectonnons les ndvdus appartenant au groupe de tratement et ceux appartenant au groupe de contrôle. Il nous faut en effet dsposer de leur année de nassance mas auss connaître l état de leur carrère à leur 60 ème annversare pour ne sélectonner, auss ben pour le groupe de tratement que pour celu de contrôle, que les assurés ayant valdé au mons 160 trmestres à cette date. Pour mettre en œuvre notre évaluaton, l nous faut par alleurs rendre nos deux génératons comparables. Pour ce fare, nous retenons, pour le calcul du score de propenson, une sére de varables résumant le parcours de l assuré sur le marché du traval ans que des varables socodémographques et une nformaton sur le revenu. Le parcours de l assuré est découpé en deux partes. Du premer report à l âge de 55 ans, nous retenons tros varables : la part de la carrère (au sens strct, c est-à-dre les trmestres cotsés) qu relève du régme général 17 En réalté, on peut observer les assurés trés dans l échantllon jusqu à leur décès. Dans le cas de notre étude, l n est utle de les suvre que jusqu à leur âge de départ en retrate. 25

27 (autrement dt qu correspond au statut de salaré du prvé) ; la part de l aléa chômage dans la carrère ; et la part de la malade dans les trmestres valdés. Nous prêtons ensute une attenton partculère à ce qu se passe entre 55 et 60 ans. Il s agt en effet d une phase crtque dans la carrère des ndvdus, susceptbles d affecter leurs chox de départ en retrate (Magnac et al, 2006). Nous contrôlons ans du nombre de trmestres de chômage et de malade dans la pérode qu précède le départ à la retrate. Nous ajoutons enfn, pour résumer la carrère, le nombre de trmestres valdés à 60 ans (qu ne peut être nféreur à 160) qu reflète la longueur de la carrère, et la moyenne des dx melleures années de salares enregstrés jusqu à l âge de 60 ans 18. L ensemble des varables retenues dans le calcul du score de propenson est résumé dans le tableau 4. I. Tableau 4. Caractérstques entrant dans le calcul du score de propenson Caractérstques Descrpton Modaltés Socodémographques SEXE Sexe Hommes ; Femmes PAYS_NAIS Pays de nassance France ; Etranger Revenus SAM_10 RG CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 VALI_60 Moyenne des 10 melleures années de salare à l âge de 60 ans Carrère Part du régme général dans les trmestres cotsés à l âge de 55 ans Part du chômage dans l ensemble de la carrère à l âge de 55 ans Nombre de trmestres de malade entre 55 et 60 ans Nombre de trmestres de chômage entre 55 et 60 ans Classes par quartles de salares. Les quartles sont calculés séparément pour les hommes et les femmes 30 % ou mons ; Entre 30 % et 50 % de la carrère ; Entre 50 % et 80 % ; Entre 80 % et 100 % ; 100 % de la carrère Aucune pérode de chômage ; entre 0 et 5 % de la carrère ; entre 5 et 10 % de la carrère; Plus de 10 % de la carrère Stuaton entre 55 et 60 ans Aucune pérode de malade ; Entre 1 et 4 trmestres ; Plus de 4 trmestres Aucune pérode de chômage ; Entre 1 et 8 trmestres ; Entre 9 et 12 trmestres ; Plus de 12 trmestres Santé Part des pérodes de malades dans l ensemble Aucune pérode de malade ; Entre 0 et 2 de la carrère jusqu à l âge de 55 ans % de la carrère ; Plus de 2 % de la carrère Longueur de la carrère Entre 160 et 163 trmestres ; entre 164 et Nombre de trmestres valdés à 60 ans 167 trmestres ; entre 168 et 172 trmestres ; Plus de 172 trmestres 18 En ce qu concerne la moyenne des melleures années de salare, nous la calculons à partr des salares plafonnés. Cela est problématque dans la mesure où un même salare (au plafond) pour deux ndvdus peut en réalté cacher des stuatons très contrastées en termes de revenus. Un prolongement à ce traval sera d amélorer la prse en compte des revenus dans le calcul du score de propenson. 26

28 Nous dsposons par alleurs d un nombre mportant d observatons, auss ben pour le groupe de tratement que pour le groupe de contrôle. Nous pouvons ans, d une part, gagner en précson en procédant à l estmaton sur pluseurs sous-échantllons de l effet causal de la surcote sur les comportements de départ en retrate. Nous pouvons de cette manère apprécer les mpacts dfférencés de la surcote selon la populaton concernée. Nous déclnons ans l ensemble des résultats par genre, par statut de pensonnés (monopensonnés ou polypensonnés) et par durée valdée à 60 ans. Cela nous permet d autre part de procéder à un apparement sur les plus proches vosns. Nous apparons ans sur les deux plus proches vosns en termes de score de propenson (l apparement a également été réalsé sur une foncton noyau Kernel normal matchng sans modfcaton substantelle des résultats) en mposant une condton de support commun spécfque : nous supprmons de l estmaton les ndvdus appartenant au groupe de tratement et dont le score de propenson excède le score maxmal du groupe de contrôle ou est nféreur au score mnmal du même groupe Les comportements étudés La surcote est un dspostf dont l objectf est d ncter les ndvdus à retarder leur départ à la retrate en se mantenant en emplo. Elle peut donc avor un mpact sur l âge de lqudaton des drots à la retrate ans que sur la probablté d être en emplo après 60 ans. Pour étuder l mpact de la surcote sur les comportements de départ en retrate des ndvdus de la génératon 1944, nous nous focalsons donc sur l étude de deux grandeurs : l âge de lqudaton des drots à la retrate et la durée cotsée après 60 ans et au-delà de celle requse. En ce qu concerne la premère grandeur, l âge de départ, tous les ndvdus de la génératon 1944 n ont pas encore lqudé leurs drots à la retrate 19. Ils ont en effet attent l âge de 65 ans en 2009 et certans d entre eux lquderont après cet âge. Nous avons donc plafonné à 65 ans l âge de lqudaton des drots à la retrate pour la génératon 1938 et La probablté d être en emplo après 60 ans est quant à elle approxmée par celle d avor cotsé (au ttre d un salare notamment) au mons un trmestre après 60 ans. Les ndvdus sélectonnés dans le cadre de notre étude ayant déjà valdé au mons 160 trmestres à 60 ans, 19 Une parte de la génératon 1938 n a également pas lqudé ses drots à la retrate en Elle a, à cette date, 71 ans. Dans ce cas, on consdère que les drots non lqudés correspondent à des drots non réclamés, c est-àdre des drots qu ne feront pas l objet d une lqudaton. Pour la génératon 1944, qu a 65 ans à cette date, l est trop tôt pour consdérer les drots non lqudés comme des drots non réclamés. Pour ne pas accrotre artfcellement l âge de lqudaton des drots à la retrate de la génératon 1944 en conservant dans l analyse des futures pensons non réclamées, nous consdèrons comme futurs drots non réclamés tous les drots non lqudés qu n ont pas donné leu à une régularsaton de carrère et qu n ont donné leu à aucun report au compte durant les cnq dernères années. 27

29 la probablté de cotser des trmestres supplémentares après 60 ans est donc susceptble d augmenter sous l effet nctatf de la surcote. 5. Résultats Dans cette secton, nous présentons les prncpaux résultats de l évaluaton de la surcote obtenus à l ade de la méthode d apparement présentée c-dessus. Nous montrons que la surcote a eu un effet postf sur l âge de départ en retrate et sur la probablté de poursuvre une actvté au-delà de 60 ans des assurés nés en 1944 (5.1). En élargssant cette étude à d autres génératons, nous confrmons l mpact postf de la surcote sur l âge de lqudaton des drots à la retrate (5.2) L ncdence de la surcote sur les comportements de départ en retrate de la génératon 1944 Les graphques 5 et 6 représentent, pour les deux génératons comparées, l mpact de la surcote sur, respectvement, l âge moyen de lqudaton des drots à la retrate et la probablté de poursuvre une actvté au-delà de 60 ans. Ces deux grandeurs sont en effet susceptbles d être affectées par la surcote pusque cette dernère a pour objectf d ncter à reculer la lqudaton des drots à la retrate en poursuvant une actvté. L mpact de la surcote est représenté par l écart de ces grandeurs entre les deux génératons (les résultats détallés de l évaluaton sont présentés dans l annexe 4). On peut ans observer, dans le graphque 5, que l âge moyen de départ en retrate de la génératon 1944 est de 60,56 ans. Il aurat été de 60,39 ans sans la mse en place de la surcote (estmaton du contrefactuel). Ans les assurés nés en 1944 seraent parts en retrate deux mos plus tôt s ls n avaent pas bénéfcé de la surcote. L écart de comportement de départ en retrate mputable à la mse en place de la surcote est assez dfférencé selon les catégores d assurés. Il est plus mportant pour les hommes que pour les femmes. Il est de près d un trmestre pour les hommes nés en 1944 et de l ordre d un mos pour les femmes nées la même année. Ces dernères sont par alleurs déjà mons représentées dans l évaluaton que les hommes dans la mesure où leurs carrères sont mons lnéares ce qu rédut leur élgblté à la surcote suvant le crtère restrctf que nous avons retenu pour notre évaluaton Ce crtère est partculèrement restrctf pour les femmes dans la mesure où nous n ntégrons pas les majoratons de durée d assurance qu pourraent permettre à certanes d entre elles d attendre 160 trmestres à 60 ans. 28

30 L âge moyen de départ en retrate des monopensonnés aurat également été davantage affecté par l ntroducton de la surcote que celu des polypensonnés. La surcote aurat en effet provoqué un report de lqudaton des drots à la retrate d envron un mos chez les polypensonnés contre près de deux mos chez les monopensonnés. Il exste également des dfférences notables suvant la durée valdée à 60 ans. La dfférence de comportement mputable à la mse en place de la surcote est crossante avec la durée valdée à 60 ans jusq au seul de 41 annutés pus décrossante ensute. L écart est le plus mportant pour les assurés ayant valdé, à l âge de 60 ans, entre 164 et 167 trmestres. Pour ces derners, l âge moyen de lqudaton des drots à la retrate aurat été plus fable de près d un semestre s la surcote n avat pas été mse en place. Graphque 5. Age moyen de départ en retrate des génératons 1938 et 1944 après estmaton par apparement sur le score de propenson 60,85 60,80 60,75 60,70 60,65 60,60 60,55 60,50 60,45 60,40 60,35 60,30 60,25 60,20 60,15 60,10 60,05 60,00 Genre Durée valdée à 60 ans Type de penson Ensemble Hommes Femmes 40 ans 41 ans 42 ans 43 ans Contrefactuel Génératon 1944 Source :Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. Lecture : L âge moyen de départ en retrate de la génératon 1944 est de 60,56 ans. Il aurat été de 60,39 ans s la surcote n avat pas été mse en place. On retrouve des résultats comparables pour ce qu est de la probablté de poursuvre une actvté après 60 ans et au-delà de 160 trmestres. Ces résultats sont présentés dans le graphque 6. On observe que 53 % des assurés nés en 1944 et dsposant d au mons 160 trmestres à 60 ans ont poursuv leur actvté après 60 ans. En l absence de la surcote, ls auraent été 47 % à en fare de même. Cela représenterat une améloraton de la probablté de 29

31 poursuvre une actvté après 60 ans et au-delà de 160 trmestres mputable à la mse en place de la surcote de plus de 12,5 % 21. Contrarement à l âge de lqudaton des drots à la retrate, le graphque 6 ne met pas en évdence de dfférence notable entre les hommes et les femmes : leur probablté de prolonger leur actvté au-delà de 60 ans augmente de 4,5 à 6 ponts de pourcentage. En revanche, des dfférences de sensblté à la surcote suvant la catégore de pensonnés (monopensonnés et polypensonnés) et selon la durée valdée à 60 ans subsstent. Graphque 6. Probablté de prolonger son actvté au-delà de 60 ans des génératons 1938 et 1944 après estmaton par apparement sur le score de propenson 0,65 0,63 0,60 0,58 0,55 0,53 0,50 0,48 0,45 0,43 0,40 0,38 0,35 0,33 0,30 Ensemble Hommes Femmes Contrefactuel Génératon 1944 Genre Durée valdée à 60 ans Type de penson 40 ans 41 ans Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. Lecture : La probablté de prolonger son actvté au-delà de 60 ans de la génératon 1944 est de 53,1 %. Elle aurat été de 47,2% s la surcote n avat pas été mse en place. 42 ans 43 ans Les monopensonnés nés en 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans seraent ans partculèrement sensbles à la surcote pusque leur probablté de poursuvre une actvté après 60 ans semble avor été amélorée de 15 % grâce à la surcote. Les polypensonnés seraent de leur côté mons dsposés à poursuvre une actvté avec la mse en place de la surcote. Ce résultat vent probablement de ce qu une parte des assurés nés en 1944 n ont pas encore lqudé leur retrate. Pour ces derners, certans reports d actvté ne sont pas encore connus, précsément s ces derners concernent les autres régmes de retrate (ndépendants, fonctonnares...). Les polypensonnés de la génératon 1944 pourraent donc être plus nombreux à avor été concernés par des nformatons lacunares quant à leur fn de carrère. Il 21 53,1% 47,2% 100 = 12,5 % 47,2% 30

32 est donc possble que l on sous-estme c l mpact de la surcote sur la probablté de prolonger son actvté au-delà de 60 ans pour les polypensonnés de la génératon On retrouve enfn, comme dans le graphque 5, une sensblté à la surcote partculèrement forte pour les assurés dsposant de 41 annutés valdées à l âge de 60 ans. Ces derners verraent ans leur probablté de poursuvre une actvté au-delà de 60 ans augmenter de près de 27 % sous l effet de la surcote. Encadré 1. Défnton des estmateurs naïf, paramétrque et non-paramétrque Afn de vérfer l mpact de l ntroducton de la surcote sur les comportements de départ en retrate, nous comparons les résultats obtenus par apparement sur le score de propenson (estmateur non-paramétrque) à ceux obtenus à partr de deux mesures alternatves. Le premer est l estmateur par dfférence smple, sans contrôler des caractérstques observables. On l appelle estmateur naïf : = E [ R ( 1) T = 1] E [ R ( 0) T 0] naf = Nous observons ans s l exste une dfférence sgnfcatve entre les comportements moyens de départ à la retrate des assurés concernés par la surcote et les comportements de ceux qu ne le sont pas (test d égalté des moyennes). Le second estmateur est dt paramétrque. Il est en effet calculé en contrôlant des caractérstques observables (les mêmes que celles utlsées pour le calcul du score de propenson) en supposant une relaton lnéare entre les varables de tratement et de contrôle et la varable de résultat. reg = E X T = 1 { E[ R (1) T = 1, X ] E[ R (0 ) T = 0, X ]} Il est mesuré par la méthode des mondres carrés ordnares pour l âge de départ en retrate et par un modèle probt dans le cas de la probablté de cotser des trmestres après 60 ans (calcul des effets margnaux). L estmateur non-paramètrque est enfn celu obtenu à partr de la méthode d apparement sur le score de propenson (cf. secton 4). psm = E = e( X ) T 1 { E[ R (1) T = 1,e( X )] E[ R (0 ) T = 0,e( X )]} Les résultats détallés de ces tros estmatons sont dsponbles en annexe (tableaux A3 et A5). 31

33 L mpact observé de la surcote sur les comportements de départ en retrate est atténué par la prse en compte des dfférences de caractérstques entre la génératon 1938 et la génératon Ans, comme le montre le tableau 5, sans correcton de ces dfférences, l mpact de la surcote sur l âge de lqudaton des drots à la retrate et la probablté de poursuvre une actvté après 60 ans est plus mportant. Il est de l ordre d un trmestre pour l âge moyen de lqudaton et de qunze ponts de pourcentage pour la probablté de cotser des trmestres après 60 ans. En revanche, l mpact de la surcote sur l âge de lqudaton des drots à la retrate de la génératon 1944 mesuré par régresson est mondre que celu mesuré par apparement sur le score de propenson. D après les résultats obtenus en régresson smple, la surcote aurat provoqué un accrossement de l âge de lqudaton des drots à la retrate de l ordre de tros semanes (contre près de deux mos selon l estmaton par apparement). La régresson smple et l apparement sur le score de propenson produsent en revanche des résultats équvalents en ce qu concerne la probablté de poursuvre une actvté après 60 ans. Il semble donc ben y avor un effet postf de la surcote sur les comportements de départ en retrate. Quelle que sot la méthode utlsée, l âge de lqudaton des drots à la retrate et la probabblté de poursuvre une actvté après 60 ans et au-delà de 160 trmestres parassent en effet affectés par la créaton de la surcote (les résultats détallés obtenus à partr des tros méthodes sont présentés dans le tableau A3, en annexe). Tableau 5. Impact de la surcote mesuré par dfférence smple, régresson smple et apparement sur le score de propenson Dfférence smple (naïf) Régresson Smple (paramétrque) PSM (non-paramétrque) Age de lqudaton des drots à retrate 0,218 *** (0,018) 0,067 *** (0,018) 0,175 *** (0,056) Probablté de poursuvre une actvté après 60 ans 0,151 *** (0,008) 0,063 *** (0,009) 0,060 *** (0,027) Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. Lecture : l estmateur est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-types entre parenthèses L ncdence de la surcote sur la probablté de partr à la retrate après 60 ans pour les génératons 1944 à 1947 Pour nous assurer que les résultats postfs de la surcote sur les comportements de départ en retrate obtenus en analysant les décsons de départ des assurés nés en 1944 ne sont pas 32

34 spécfques à cette génératon, nous avons estmé l mpact de la créaton de la surcote sur d autres génératons. Plus précsément, nous avons procédé à l applcaton de la même méthode d évaluaton pour les génératons 1944, 1945, 1946 et La dfférence avec l estmaton sur la seule génératon 1944 repose dans le fat que les ndvdus composant les génératons suvantes sont nombreux à ne pas encore avor prs leur retrate. On ne peut donc pas observer l ensemble de leurs décsons de départ. On peut toutefos déjà vérfer s ls sont plus nombreux à décaler leur départ à la retrate après 60 ans. Une dffculté supplémentare résde dans le fat que les génératons 1945 et suvantes sont non seulement concernées par la créaton de la surcote mas également par la mse en place du dspostf de retrate antcpée qu permet aux assurés, sous certanes condtons, de lquder leur retrate avant l âge de 60 ans. Pour contourner cette dffculté, nous proposons d estmer l effet causal de la surcote en ne retenant que les ndvdus élgbles à la surcote mas ne pouvant prétendre à la retrate antcpée. Les génératons contrefactuelles sont les génératons 1938, 1939, 1940 et Même s certanes d entre elles sont concernées par l ntroducton de la surcote (la génératon 1941 à son 63ème annversare et la génératon 1940 à son 64ème annversare), leur décson de repousser la lqudaton de leurs drots à la retrate après 60 ans est ntervenue avant la mse en place de la surcote (respectvement en 2000 et 2001 pour les génératons 1940 et 1941). De ce fat, leur probablté de partr en retrate après 60 ans ne peut pas être mputable à la mse en place de la surcote. Une fos ces précautons prses et en contrôlant des caractérstques observables par le score de propenson (sur la même base que les génératons 1938 et 1944), on peut supposer que les dfférences de probablté de partr en retrate après 60 ans observées entre les génératons et les génératons sont mputables à la mse en place de la surcote. Ces dfférences sont représentées dans le graphque 7. On peut y vor que la probablté de repousser la lqudaton de sa retrate après le 1er trmestre de son 60ème annversare augmente fortement sous l effet de l ntroducton de la surcote. Les génératons 1944, 1945, 1946 et 1947 ont ans une probablté de lquder leur retrate après 60 ans de l ordre de 47 %. Cette probablté aurat été de 37 % en l absence de mse en place de la surcote. Là encore, comme pour la génératon 1944, on retrouve un mpact plus marqué pour les monopensonnés et les assurés ayant valdé 41 annutés à 60 ans, avec une augmentaton respectve de 22 % (contre 9 % pour les polypensonnés) et 50 %. En revanche, la dfférence entre hommes et femmes est mons marquée. Elle est de l ordre de 25 %. 33

35 Graphque 7. Probablté de lquder sa retrate après le 1 er trmestre des 60 ans et audelà de la durée requse pour le taux plen 0,60 0,55 0,50 0,45 0,40 0,35 0,30 0,25 0,20 0,15 0,10 0,05 0,00 Ensembl e Hommes Genre Femmes Contrefactuel Génératons ans Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée Lecture : Probablté de prolonger son actvté au-delà de 60 ans des génératons 1944 à 1947 est de 47,3 %. Elle aurat été de 36,8 % s la surcote n avat pas été mse en place. 41 ans Durée valdée à 60 ans 42 ans 43 ans Type de penson Contrarement à l analyse sur la seule génératon 1944, les résultats obtenus sur pluseurs génératons sont assez dfférencés selon la méthode retenue (cf. tableau 6). En dfférence smple (estmateur naïf), la surcote semble provoquer une augmentaton de la probablté de lqudaton des drots à la retrate de l ordre de tros ponts de pourcentage (sot une augmentaton d envron 7 %). L mpact mesuré par apparement sur le score de propenson est beaucoup plus mportant, avec une augmentaton de près de 29 %. Le résultat obtenu à partr de la méthode régresson smple est quant à lu de sens opposé même s l n est pas statstquement sgnfcatf. Tableau 6. Impact de la surcote pour les génératons , mesuré par dfférence smple, régresson smple et apparement sur le score de propenson Dfférence smple (naïf) Régresson Smple (paramétrque) PSM (non-paramétrque) Probablté de lquder sa retrate après le 1 er trmestre des 60 ans 0,030 *** (0,005) -0,005 (0,005) 0,105 *** (0,034) Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée Lecture : l estmateur est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-types entre parenthèses. 34

36 L évaluaton proposée est toutefos une évaluaton au nveau local et pour cette rason les résultats obtenus sont dffclement généralsables à l ensemble des assurés du régme général d assurance-vellesse. 6. Concluson : des résultats dffclement généralsables à l ensemble des actuels et futurs retratés Le dspostf de la surcote a été ntrodut en 2004 dans le but d ncter les futurs retratés à poursuvre leur actvté au-delà de la durée requse pour obtenr une retrate au taux plen et à reculer leur âge de départ en retrate. Son effcacté repose, entre autres, sur la sensblté de ces derners aux nctatons fnancères. Nous avons tenté d apporter une mesure de cette sensblté en comparant les comportements de départ en retrate d assurés concernés par la surcote à ceux d assurés qu n ont pas pu y recourr. A l ade d une méthode d apparement sur le score de propenson et en partant des données de l échantllon des assurés de la CNAV, nous mettons en évdence un mpact postf de l ntroducton de la surcote sur l âge moyen de départ en retrate et sur la probablté de poursuvre une actvté des assurés de la génératon 1944 élgbles à la surcote. Nous avons tenté d élargr la portée de cette évaluaton et des résultats obtenus en procédant à une évaluaton de même nature qu ntégre également les génératons 1945 et suvantes. En comparant leur probablté de lquder leur retrate après 60 ans à celle des assurés nés entre 1938 et 1941, nous avons montré que la surcote semble avor un mpact également pour les génératons nées après Les résultats que nous venons de présenter concernent toutefos une catégore partculère d assurés. L évaluaton a en effet été menée sur des ndvdus dsposant d une carrère relatvement longue. Il s agt ans d assurés élgbles à surcote dès leur 60 ème annversare (même s ls ne sont pas nécessarement en emplo). Cela n est pas le cas de l ensemble des assurés du régme général. Pour cette rason, l évaluaton que nous avons proposé dot être consdérée comme une évaluaton sur une populaton spécfque. Elle n est valable que pour les assurés qu se trouvent dans la même stuaton de départ que ceux que nous avons soums à l évaluaton. Pour la génératon 1944 au coeur de notre évaluaton, le crtère de sélecton retenu est la valdaton, hors majoraton de durée d assurance, d au mons 160 trmestres l année du 60 ème annversare. Ce crtère condut à ne retenr qu un ters des assurés de cette génératon. Autrement dt, seulement un ters des assurés du régme général nés en 1944 se trouvaent en stuaton de bénéfcer de la surcote l année de leurs 60 ans en 2004 selon le 35

37 crtère retenu. Ce ters se dstngue nettement des autres assurés, comme le montre le tableau 7. Tableau 7. Caractérstques moyennes des assurés soums et non soums à l évaluaton Caractérstques* Assurés soums à Assurés non soums à l évaluaton l évaluaton Sgnfcatvté SAM_ *** RG_60 74,8 % 77,7 % *** CHO_55 3,0 % 4,0 % *** MAL_55_60 0,7 trmestre 0,2 trmestre *** CHO_55_60 4,3 trmestres 1,4 trmestre *** MAL_55 1,2 % 1,1 % *** * Vor tableau 4 pour la défnton des caractérstques. Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Assurés nés en Lecture : la dfférence de moyenne est sgnfcatve à : *** 1%, ** 5%, * 10%, La proporton d assurés élgbles à la surcote dès leur 60 ème annversare est par alleurs amenée à se rédure. Sous l effet de l allongement de la durée d assurance requse pour bénéfcer d une retrate au taux plen, du recul de l âge de fn d études et de l augmentaton de la probablté de survenue d aléas de carrère, la proporton des assurés qu dsposeront de la durée requse dès l âge de 60 ans devrat être plus fable dans les années à venr (graphque 8). Graphque 8. Part des assurés d une génératon qu dsposerat de 160 trmestre à l âge de 60 ans, en projecton % Ensemble Hommes Femmes Génératon Source : Projecton modèle Prsme, CCSS septembre Champ : Assurés du régme général nés entre 1950 et

38 D après le modèle de mcrosmulaton PRISME 22 de la CNAV, les assurés nés en 1950, qu auront 60 ans en 2010, devraent être envron 31 % à dsposer de la durée requse à cet âge (hors MDA pour les femmes). La proporton des assurés nés les années suvantes et qu seront dans la même stuaton en matère de durée valdée à 60 ans devrat décrotre ans régulèrement, au fl des génératons. Pour mener à terme cette évaluaton, l faudrat enfn dsposer de davantage de recul. Il serat ans souhatable d observer l ensemble des comportements de départ en retrate de pluseurs cohortes d assurés. Cela permettrat de s assurer qu l ne s agt pas là que d effets de court terme et que la mse en place de la surcote a ben condut à une nflexon durable des comportements de départ en retrate. Cela sera l objet de futurs prolongements à ce traval qu seront également l occason de mesurer l mpact des dfférentes augmentatons du taux de la surcote ntervenues depus Projecton des retrates, smulaton, modélsaton et évaluaton. 37

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41 Rubn D. (1974), Estmatng causal effects of treatments n randomzed and nonrandomzed studes, Journal of Educatonal Psychology, vol. 66, n 5, pp Sédllot B. et Walraet E. (2002), La cessaton d'actvté au sen des couples : y a-t-l nterdépendance des chox?, Econome et Statstque, n , pp Sheshnsk E. (1978), A model of socal securty and retrement decsons, Journal of Publc Economcs, n 10(3), pp Song J. G. (2003/2004), Evaluatng the ntal mpact of the elmnaton of the retrement earnngs test, Socal Securty Bulletn, vol. 65(1), pp Song J. et Manchester J. (2007a), New evdence on earnngs and beneft clams followng changes n the retrement earnngs test n 2000, Journal of Publc Economcs, vol. 91, pp Song J. et Manchester J. (2007), Have people delayed clamng retrement benefts? Responses to changes n Socal Securty Rules, Socal Securty Bulletn, vol. 67(2), 23 p. 40

42 ANNEXE 1 : Les fchers de geston de la CNAV Les référentels natonaux sont prncpalement almentés par tros sources correspondant aux tros types d nformatons recuelles par la CNAV : les nformatons qu permettent d établr une mmatrculaton qu sont almentées par les mares (et par les CRAM pour les assurés nés à l étranger), les nformatons salarales qu émanent des employeurs par le bas des déclaratons annuelles de données socales (DADS, DNT, chèques emplo-servce) et les nformatons complémentares de carrère qu sont transmses par les dfférents partenares de la sphère socale (UNEDIC, CPAM, CAF, autres régmes de retrate, etc.). Les données recuelles sont enregstrées dans tros fchers de geston : le système natonal de geston des denttés (SNGI), le système natonal de geston des carrères (SNGC) et le système natonal de geston des dossers (SNGD). Le SNGI répertore les états cvls de l ensemble des assurés nés en France et de toutes les personnes nées à l étranger et relevant d un régme de Sécurté Socale franças. Le SNGC enregstre, comme son nom l ndque, le déroulement de la carrère de l assuré. Enfn, le SNGD garde trace de l ensemble des dossers admnstratfs relatfs au régme général d assurance-vellesse, que ces derners aent donné leu à versement d une penson ou non. Schéma 1. Crcut smplfé d almentaton et de transmsson des fchers de geston de la CNAV INSEE/CNAV Entreprses Partenares sphère socale Immatrculatons Salares DADS Autres salares, malade, famlle, chômage, etc. Référentels Natonaux (= Fchers de geston de la CNAV) Dffuson Informaton, étude des drots, paement retrate Partenares DADS et sphère socale Assurés 41

43 ANNEXE 2 : Estmatons du score de propenson e(x ) *, modèles probt SEXE PAYS_NAIS SAM_10 RG CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 VALI_60 Caractérstques 1944/ / Socodémographques Homme *** (0.024) ***(0.014) Femme Réf. Réf. France *** (0.037) *** (0.022) Etranger Réf. Réf. Revenus 1er quartle *** (0.057) *** (0.036) 2è quartle *** (0.034) *** (0.022) 3è quartle *** (0.029) *** (0.018) 4è quartle Réf. Réf. Carrère Au plus 30 % Réf. Réf. Entre 30 % et 50 % *** (0.055) *** (0.036) Entre 50 % et 80 % *** (0.059) *** (0.039) Entre 80 % et 100 % *** (0.061) *** (0.038) 100 % *** (0.057) *** (0.036) Aucune pérode de chômage Réf. Réf. Entre 0 et 5 % 0.394*** (0.033) 0.336*** (0.020) Entre 5 % et 10 % 0.628*** (0.044) 0.569*** (0.025) Plus de 10 % 1.000*** (0.046) 0.951*** (0.023) Stuaton entre 55 et 60 ans Aucun trmestre de malade Réf. Réf. Entre 1 et 4 trmestres 0.105*** (0.036) 0.069*** (0.024) Plus de 4 trmestres 0.427*** (0.069) 0.274*** (0.042) Aucun trmestre de chômage Réf. Réf. Entre 1 et 8 trmestres *** (0.033) *** (0.024) Entre 9 et 12 trmestres *** (0.043) *** (0.027) Plus de 12 trmestres *** (0.030) *** (0.020) Santé Aucune pérode de malade Réf. Réf. Entre 0 et 2 % 0.184*** (0.033) 0.236*** (0.020) Plus de 2 % 0.247*** (0.042) 0.285*** (0.024) Nombre de trmestres valdés à 60 ans Entre 160 et 163 trmestres Réf. Réf. Entre 164 et 167 trmestres (0.033) (0.015) Entre 168 et 172 trmestres 0.110*** (0.031) (0.022) Plus de 172 trmestres 0.144*** (0.032) 0.191*** (0.026) Constante 1.643*** (0.068) 1.672***(0.042) Observatons Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : le coeffcent est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-type entre parenthèses. * Pour rappel, le score de propenson e( X ) est défn comme la probablté, pour un ndvdu possédant les caractérstques X, d'être concerné par la mse en place du dspostf de la surcote. 42

44 PAYS_NAIS SAM_10 RG CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 VALI_60 Caractérstques H : 1944/1938 F : 1944/1938 H : / F : / Socodémographques France *** *** *** *** (0.041) (0.092) (0.024) (0.050) Etranger Réf. Réf. Réf. Réf. Revenus 1er quartle *** *** *** *** (0.067) (0.112) (0.044) (0.065) 2è quartle *** *** *** *** (0.040) (0.068) (0.028) (0.038) 3è quartle *** *** *** *** (0.034) (0.055) (0.023) (0.032) 4è quartle Réf. Réf. Réf. Réf. Carrère Au plus 30 % Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 30 % et 50 % ** * *** (0.064) (0.116) (0.043) (0.069) Entre 50 % et 80 % *** *** *** (0.069) (0.124) (0.047) (0.073) Entre 80 % et 100 % *** *** *** *** (0.071) (0.127) (0.046) (0.072) 100 % *** *** *** *** (0.068) (0.107) (0.045) (0.063) Aucune pérode de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 5 % 0.459*** 0.207*** 0.386*** 0.236*** (0.038) (0.066) (0.025) (0.037) Entre 5 % et 10 % 0.707*** 0.425*** 0.678*** 0.358*** (0.054) (0.081) (0.031) (0.044) Plus de 10 % 1.086*** 0.732*** 1.100*** 0.611*** (0.056) (0.081) (0.029) (0.040) Stuaton entre 55 et 60 ans Aucun trmestre de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 4 trmestres 0.151*** *** (0.042) (0.072) (0.029) (0.043) Plus de 4 trmestres 0.502*** 0.273* 0.322*** 0.312*** (0.079) (0.147) (0.050) (0.083) Aucun trmestre de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 8 trmestres *** *** *** *** (0.038) (0.073) (0.029) (0.046) Entre 9 et 12 trmestres *** *** *** *** (0.049) (0.092) (0.033) (0.052) Plus de 12 trmestres *** *** *** *** (0.036) (0.059) (0.025) (0.036) Santé Aucune pérode de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 2 % 0.099** 0.359*** 0.096*** 0.459*** (0.041) (0.058) (0.027) (0.032) Plus de 2 % 0.125** 0.477*** 0.181*** 0.431*** (0.052) (0.075) (0.031) (0.039) Nombre de trmestres valdés à 60 ans Entre 160 et 163 trmestres Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 164 et 167 trmestres *** (0.040) (0.057) (0.019) (0.027) Entre 168 et 172 trmestres 0.140*** * 0.162*** (0.037) (0.056) (0.027) (0.039) Plus de 172 trmestres 0.160*** 0.140** 0.158*** 0.315*** (0.038) (0.064) (0.031) (0.049) Constante 1.642*** 1.368*** 1.790*** 1.111*** (0.078) (0.138) (0.050) (0.079) Observatons Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : le coeffcent est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-type entre parenthèses. 43

45 SEXE PAYS_NAIS SAM_10 RG CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 Génératon 1944 comparée à la génératon 1938 Caractérstques 40 ans 41 ans 42 ans 43 ans et + Socodémographques Homme ** *** *** (0.053) (0.049) (0.043) (0.054) Femme Réf. Réf. Réf. Réf. France *** *** *** *** (0.074) (0.075) (0.069) (0.083) Etranger Réf. Réf. Réf. Réf. Revenus 1er quartle *** *** *** *** (0.119) (0.120) (0.106) (0.117) 2è quartle *** *** *** *** (0.082) (0.077) (0.060) (0.065) 3è quartle *** *** *** *** (0.072) (0.064) (0.047) (0.055) 4è quartle Réf. Réf. Réf. Réf. Carrère Au plus 30 % Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 30 % et 50 % ** * (0.111) (0.114) (0.109) (0.112) Entre 50 % et 80 % *** *** *** *** (0.123) (0.124) (0.114) (0.121) Entre 80 % et 100 % *** *** *** *** (0.130) (0.127) (0.114) (0.123) 100 % *** *** *** *** (0.119) (0.119) (0.106) (0.118) Aucune pérode de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 5 % 0.301*** 0.371*** 0.315*** 0.573*** (0.083) (0.074) (0.056) (0.060) Entre 5 % et 10 % 0.485*** 0.494*** 0.561*** 0.901*** (0.110) (0.096) (0.081) (0.081) Plus de 10 % 0.945*** 0.947*** 0.999*** 1.113*** (0.109) (0.104) (0.083) (0.083) Stuaton entre 55 et 60 ans Aucun trmestre de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 4 trmestres ** (0.094) (0.082) (0.061) (0.066) Plus de 4 trmestres 0.587*** *** 0.552*** (0.204) (0.159) (0.115) (0.120) Aucun trmestre de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 8 trmestres *** *** *** *** (0.084) (0.072) (0.056) (0.065) Entre 9 et 12 trmestres *** ** *** * (0.112) (0.099) (0.073) (0.079) Plus de 12 trmestres *** *** *** *** (0.081) (0.072) (0.052) (0.055) Santé Aucune pérode de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 2 % *** 0.244*** (0.084) (0.076) (0.057) (0.061) Plus de 2 % 0.328*** 0.319*** *** (0.105) (0.094) (0.078) (0.074) Constante 1.637*** 1.900*** 1.555*** 1.700*** (0.141) (0.140) (0.122) (0.140) Observatons Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : le coeffcent est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-type entre parenthèses. 44

46 SEXE PAYS_NAIS SAM_10 RG CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 Génératons 1944 à 1947 comparées aux génératons 1938 à 1941 Caractérstques 40 ans 41 ans 42 ans 43 ans et + Socodémographques Homme *** *** *** *** (0.025) (0.023) (0.036) (0.046) Femme Réf. Réf. Réf. Réf. France *** *** *** (0.036) (0.036) (0.055) (0.072) Etranger Réf. Réf. Réf. Réf. Revenus 1er quartle *** *** *** *** (0.058) (0.058) (0.112) (0.125) 2è quartle *** *** *** *** (0.040) (0.037) (0.050) (0.070) 3è quartle *** *** *** *** (0.034) (0.030) (0.040) (0.065) 4è quartle Réf. Réf. Réf. Réf. Carrère Au plus 30 % Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 30 % et 50 % *** ** (0.054) (0.055) (0.169) (0.218) Entre 50 % et 80 % *** *** *** *** (0.061) (0.061) (0.155) (0.200) Entre 80 % et 100 % *** *** *** *** (0.062) (0.061) (0.151) (0.195) 100 % *** *** *** *** (0.057) (0.057) (0.147) (0.192) Aucune pérode de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 5 % 0.289*** 0.298*** 0.308*** 0.607*** (0.039) (0.035) (0.045) (0.055) Entre 5 % et 10 % 0.546*** 0.464*** 0.603*** 0.834*** (0.052) (0.046) (0.051) (0.060) Plus de 10 % 0.944*** 0.860*** 1.063*** 1.139*** (0.049) (0.047) (0.046) (0.054) Stuaton entre 55 et 60 ans Aucun trmestre de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 4 trmestres 0.103** *** (0.046) (0.039) (0.053) (0.067) Plus de 4 trmestres 0.320*** 0.185** 0.399*** 0.368*** (0.087) (0.073) (0.082) (0.111) Aucun trmestre de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 8 trmestres *** *** *** (0.041) (0.037) (0.065) (0.125) Entre 9 et 12 trmestres *** *** *** (0.053) (0.046) (0.060) (0.110) Plus de 12 trmestres *** *** *** (0.039) (0.034) (0.049) (0.081) Santé Aucune pérode de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 2 % 0.244*** 0.245*** 0.238*** 0.217*** (0.039) (0.035) (0.043) (0.051) Plus de 2 % 0.228*** 0.294*** 0.318*** 0.321*** (0.050) (0.045) (0.049) (0.051) Constante 1.542*** 1.500*** 1.908*** 2.362*** (0.068) (0.067) (0.158) (0.215) Observatons Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : le coeffcent est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-type entre parenthèses. 45

47 SEXE PAYS_NAIS SAM_10 CHO_55 MAL_55_60 CHO_55_60 MAL_55 VALI_60 Caractérstques Mono 1944/1938 Poly 1944/1938 Mono 44-47/38-41 Poly 44-47/38-41 Socodémographques Homme ** *** *** *** (0.032) (0.037) (0.019) (0.021) Femme Réf. Réf. Réf. Réf. France *** *** *** *** (0.049) (0.057) (0.028) (0.033) Etranger Réf. Réf. Réf. Réf. Revenus 1er quartle *** *** *** *** (0.189) (0.052) (0.093) (0.034) 2è quartle *** *** *** *** (0.045) (0.052) (0.028) (0.035) 3è quartle *** *** *** *** (0.034) (0.056) (0.022) (0.037) 4è quartle Réf. Réf. Réf. Réf. Carrère Aucune pérode de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 5 % 0.381*** 0.355*** 0.305*** 0.326*** (0.042) (0.051) (0.026) (0.032) Entre 5 % et 10 % 0.709*** 0.408*** 0.592*** 0.437*** (0.057) (0.071) (0.032) (0.041) Plus de 10 % 1.035*** 0.803*** 0.959*** 0.767*** (0.057) (0.076) (0.029) (0.039) Stuaton entre 55 et 60 ans Aucun trmestre de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 4 trmestres 0.131*** ** (0.044) (0.063) (0.029) (0.042) Plus de 4 trmestres 0.414*** 0.375*** 0.284*** 0.194*** (0.083) (0.124) (0.052) (0.072) Aucun trmestre de chômage Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 1 et 8 trmestres *** *** *** *** (0.041) (0.057) (0.031) (0.040) Entre 9 et 12 trmestres *** *** *** *** (0.052) (0.078) (0.033) (0.047) Plus de 12 trmestres *** *** *** *** (0.037) (0.053) (0.025) (0.034) Santé Aucune pérode de malade Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 0 et 2 % 0.211*** *** 0.085** (0.040) (0.059) (0.024) (0.036) Plus de 2 % 0.300*** *** (0.051) (0.074) (0.029) (0.043) Nombre de trmestres valdés à 60 ans Entre 160 et 163 trmestres Réf. Réf. Réf. Réf. Entre 164 et 167 trmestres *** 0.087** *** 0.040* (0.049) (0.044) (0.023) (0.020) Entre 168 et 172 trmestres 0.104** 0.088** ** 0.074* (0.044) (0.044) (0.027) (0.040) Plus de 172 trmestres 0.126*** 0.133*** 0.162*** 0.152*** (0.046) (0.044) (0.032) (0.045) Constante 0.837*** 1.261*** 0.841*** 1.155*** (0.063) (0.081) (0.037) (0.048) Observatons Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 à 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : le coeffcent est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%, écart-type entre parenthèses. 46

48 ANNEXE 3. Dstrbuton des scores de propenson e(x ) * Génératons 1944 et 1938 Génératons et Modèle de base - Ensemble Modèle de base - Ensemble_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Hommes Modèle de base - Hommes_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Femmes Modèle de base - Femmes_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Durée 40 ans Modèle de base - Durée 40 ans_38_ score Tratés Génératon score Génératon Génératon

49 Modèle de base - Durée 41 ans Modèle de base - Durée 41 ans_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Durée 42 ans Modèle de base - Durée 42 ans_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Durée 43 ans et plus Modèle de base - Durée 43 ans et plus_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Modèle de base - Monopensonné Modèle de base - Monopensonné_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon

50 Modèle de base - Polypensonné Modèle de base - Polypensonné_38_ score Génératon 1944 Génératon score Génératon Génératon Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. * Pour rappel, le score de propenson e( X ) est défn comme la probablté, pour un ndvdu possédant les caractérstques X, d'être concerné par la mse en place du dspostf de la surcote. 49

51 ANNEXE 4. RESULTATS DETAILLES DE L EVALUATION Tab. A1 : EFFET DE LA SURCOTE SUR L AGE DE LIQUIDATION DES DROITS A LA RETRAITE Talle de l'échantllon Résultats Qualté de l'apparement N44 N38 Age gén Age gén Dfférence Ecart-type T-stat Pseudo-R2 Bas Ensemble Hommes Femmes 40 annutés 41 annutés 42 annutés 43 annutés Monopensonnés Polypensonnés Apparement sur l'ensemble de l'échantllon Avant apparement ,565 60,346 0,218 0,018 12,01 0,099 10,22 Après apparement ,564 60,389 0,175 0,056 3,12 0,002 1,69 Apparement par genre Avant apparement ,566 60,336 0,229 0,021 11,00 0,118 10,79 Après apparement ,565 60,374 0,190 0,068 2,80 0,005 2,28 Avant apparement ,563 60,381 0,182 0,037 4,88 0,066 9,21 Après apparement ,564 60,483 0,081 0,081 1,00 0,004 3,26 Apparement par durée valdée à 60 ans Avant apparement ,733 60,478 0,255 0,049 5,17 0,085 10,96 Après apparement ,733 60,550 0,183 0,158 1,16 0,008 4,71 Avant apparement ,786 60,384 0,402 0,046 8,82 0,110 13,22 Après apparement ,786 60,327 0,459 0,141 3,25 0,005 2,84 Avant apparement ,471 60,309 0,162 0,029 5,58 0,097 10,71 Après apparement ,470 60,355 0,115 0,091 1,26 0,004 2,14 Avant apparement ,386 60,277 0,110 0,028 3,96 0,122 12,74 Après apparement ,386 60,395-0,010 0,074-0,13 0,005 2,90 Apparement par catégore de penson Avant apparement ,318 60,186 0,131 0,016 8,22 0,124 12,27 Après apparement ,315 60,175 0,140 0,042 3,33 0,001 1,53 Avant apparement ,809 60,579 0,230 0,034 6,67 0,054 9,10 Après apparement ,809 60,733 0,076 0,122 0,62 0,003 2,59 Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. 50

52 Tab. A2 : EFFET DE LA SURCOTE SUR LA PROBABILITE DE PROLONGER SON ACTIVITE APRES 60 ANS ET AU-DELA DE LA DUREE REQUISE POUR LE TAUX PLEIN Talle de l'échantllon Résultats Qualté de l'apparement N44 N38 Proba gén Proba gén Dfférence Ecart-type T-stat Pseudo-R2 Bas Ensemble Hommes Femmes 40 annutés 41 annutés 42 annutés 43 annutés Monopensonnés Polypensonnés Apparement sur l'ensemble de l'échantllon Avant apparement ,532 0,380 0,151 0,008 19,27 0,099 10,22 Après apparement ,531 0,472 0,060 0,027 2,17 0,002 1,69 Apparement par genre Avant apparement ,541 0,374 0,166 0,009 18,36 0,118 10,79 Après apparement ,540 0,483 0,058 0,035 1,64 0,005 2,28 Avant apparement ,509 0,401 0,108 0,016 6,84 0,066 9,21 Après apparement ,509 0,465 0,044 0,040 1,09 0,004 3,26 Apparement par durée valdée à 60 ans Avant apparement ,513 0,428 0,085 0,019 4,57 0,085 10,96 Après apparement ,513 0,486 0,027 0,070 0,39 0,008 4,71 Avant apparement ,583 0,407 0,176 0,017 10,51 0,110 13,22 Après apparement ,584 0,459 0,125 0,068 1,85 0,005 2,84 Avant apparement ,529 0,369 0,160 0,014 11,58 0,097 10,71 Après apparement ,528 0,502 0,026 0,049 0,54 0,004 2,14 Avant apparement ,508 0,343 0,165 0,015 11,17 0,122 12,74 Après apparement ,508 0,449 0,059 0,041 1,45 0,005 2,90 Apparement par catégore de penson Avant apparement ,468 0,272 0,196 0,010 19,28 0,124 12,27 Après apparement ,467 0,405 0,062 0,031 2,01 0,001 1,53 Avant apparement ,594 0,539 0,055 0,012 4,69 0,054 9,10 Après apparement ,594 0,626-0,031 0,051-0,62 0,003 2,59 Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. 51

53 Tab. A3 : EFFET DE LA SURCOTE SUR L AGE DE DE LIQUIDATION DES DROITS A LA RETRAITE ET LA PROBABILITE DE PROLONGER SON ACTIVITE APRES 60 ANS ET AU-DELA DE LA DUREE REQUISE POUR LE TAUX PLEIN mesuré par smple dfférence («estmateur naïf»), par effet margnal sur régresson smple («estmateur paramétrque») et par dfférence par apparement sur le score de propenson («estmateur non-paramètrque») Ensemble Hommes Femmes 40 annutés 41 annutés 42 annutés 43 annutés Monopensonnés Polypensonnés Talle de l'échantllon Estmateur naïf Estmateur paramètrque Estmateur non-paramètrque N44 N38 Dfférence Ecart-type Dfférence Ecart-type Dfférence Ecart-type Analyse sur l'ensemble de l'échantllon Age de départ 0,218 *** 0,018 0,067 *** 0,018 0,175 *** 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,151*** 0,008 0,063 *** 0,009 0,060 ** 0,027 Analyse par genre Age de départ 0,229 *** 0,021 0,070 *** 0,021 0,190 *** 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,166 *** 0,009 0,081 *** 0,011 0,058 * 0,035 Age de départ 0,182 *** 0,037 0,049 0,037 0,081 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,108 *** 0,016 0,015 0,019 0,044 0,040 Analyse par durée valdée à 60 ans Age de départ 0,255 *** 0,049 0,098 * 0,051 0,183 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,085 *** 0,019 0,007 0,021 0,027 0,070 Age de départ 0,402 *** 0,046 0,170 *** 0,046 0,459 *** 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,176 *** 0,017 0,079 *** 0,020 0,125 * 0,068 Age de départ 0,162 *** 0,029 0,025 0,029 0,115 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,160 *** 0,014 0,059 *** 0,017 0,026 0,049 Age de départ 0,110 *** 0,028 0,003 0,028-0,010 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,165 *** 0,015 0,121 *** 0,019 0,059 0,041 Analyse par catégore de penson Age de départ 0,131 *** 0,016 0,030 * 0,017 0,140 *** 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,196 *** 0,010 0,116 *** 0,012 0,062 ** 0,031 Age de départ 0,230 *** 0,034 0,121 *** 0,034 0,076 0, Probablté de poursuvre une actvté 0,055 *** 0,012-0,001 0,013-0,031 0,051 Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 et 1944 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans. Lecture : l estmateur est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%. 52

54 Tab. A4 : EFFET DE LA SURCOTE SUR LA PROBABILITE DE PROLONGER SON ACTIVITE APRES LE 1 er TRIMESTRE DES 60 ANS ET AU-DELA DE LA DUREE REQUISE POUR LE TAUX PLEIN Ensemble Hommes Femmes 40 annutés 41 annutés 42 annutés 43 annutés Monopensonnés Polypensonnés Talle de l'échantllon Résultats Qualté de l'apparement N44-47 N38-41 Proba gén Proba gén Dfférence Ecart-type T-stat Pseudo-R2 Bas Apparement sur l'ensemble de l'échantllon Avant apparement ,473 0,443 0,030 0,005 6,09 0,091 9,42 Après apparement ,473 0,368 0,105 0,034 3,07 0,001 1,75 Apparement par genre Avant apparement ,486 0,442 0,044 0,006 7,42 0,122 10,33 Après apparement ,486 0,383 0,103 0,048 2,15 0,002 2,29 Avant apparement ,449 0,444 0,005 0,01 0,59 0,050 8,55 Après apparement ,449 0,358 0,091 0,043 2,13 0,002 2,36 Apparement par durée valdée à 60 ans Avant apparement ,526 0,501 0,025 0,009 2,82 0,070 9,22 Après apparement ,526 0,458 0,068 0,068 1,01 0,002 1,89 Avant apparement ,517 0,474 0,043 0,008 5,25 0,064 9,20 Après apparement ,517 0,344 0,173 0,067 2,58 0,002 2,14 Avant apparement ,372 0,350 0,022 0,011 1,94 0,160 14,58 Après apparement ,372 0,304 0,068 0,032 2,12 0,003 2,33 Avant apparement ,331 0,340-0,010 0,014-0,71 0,154 12,09 Après apparement ,331 0,318 0,013 0,035 0,38 0,004 2,47 Apparement par catégore de penson Avant apparement ,420 0,377 0,043 0,007 6,48 0,118 11,63 Après apparement ,420 0,342 0,077 0,029 2,65 0,001 1,55 Avant apparement ,526 0,534-0,008 0,007-1,02 0,043 6,98 Après apparement ,526 0,483 0,043 0,067 0,65 0,002 2,05 Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. 53

55 Tab. A5 : EFFET DE LA SURCOTE SUR L AGE DE DE LIQUIDATION DES DROITS A LA RETRAITE ET LA PROBABILITE DE PROLONGER SON ACTIVITE APRES 60 ANS ET AU-DELA DE LA DUREE REQUISE POUR LE TAUX PLEIN mesuré par smple dfférence («estmateur naïf»), par effet margnal sur régresson smple («estmateur paramétrque») et par dfférence par apparement sur le score de propenson («estmateur non-paramètrque») Talle de l'échantllon Estmateur naïf Estmateur paramètrque Estmateur non-paramètrque N44-47 N38-41 Dfférence Ecart-type Dfférence Ecart-type Dfférence Ecart-type Analyse sur l'ensemble de l'échantllon Ensemble ,030 *** 0,005-0,005 0,005 0,105 *** 0,034 Analyse par genre Hommes ,044 *** 0,006-0,008 0,007 0,103 ** 0,048 Femmes ,005 0,01-0,007 0,010 0,091 ** 0,043 Analyse par durée valdée à 60 ans 40 annutés ,025 *** 0,009-0,014 0,009 0,068 0, annutés ,043 *** 0,008 0,005 0,009 0,173 *** 0, annutés ,022 *** 0,011 0,004 0,013 0,068 *** 0, annutés ,010 0,014-0,028 * 0,015 0,013 0,035 Analyse par catégore de penson Monopensonnés ,043 *** 0,007 0,020 *** 0,007 0,077 *** 0,029 Polypensonnés ,008 0,007-0,030 *** 0,008 0,043 0,067 Source : Echantllon au 1/20è des assurés de la CNAV. Champ : Génératons 1938 à 1947 ayant valdé au mons 160 trmestres à 60 ans et non élgbles à la retrate antcpée. Lecture : l estmateur est sgnfcatf à : *** 1%, ** 5%, * 10%. 54