Le départ à la retraite des couples mariés - article ; n°2 ; vol.18, pg 35-54

-

Documents
21 pages
Obtenez un accès à la bibliothèque pour le consulter en ligne
En savoir plus

Description

Revue française d'économie - Année 2003 - Volume 18 - Numéro 2 - Pages 35-54
Cette contribution étudie l'interdépendance des choix de l'âge de la retraite au sein des couples. Spécifiquement, nous cherchons à déterminer si les incitations financières induisant les travailleurs âgés à partir à la retraite ont un effet sur la prise de décision de leur conjoint. Nous montrons que ces effets de débordement ont un impact significatif sur le départ à la retraite des femmes. La non prise en compte de ces effets conduit à une sous-estimation des effets des réformes des plans de retraite sur le taux de départ à la retraite. Nous illustrons ce biais dans le cas d'une réforme consistant en une hausse de trois ans des âges d'éligibilité aux programmes de préretraite et retraite.
This contribution analyzes the relation between the retirement behaviors of husbands and wives. Financial incentives from social security inducing workers to leave the labor force are used to identify this interdependence. We analyze the direct effect of these incentives on individual's retirement but also the spillover effect on the spouse's retirement decision. We show that this spillover effect has a significant impact on wives retirement. We then show that the estimations of the impact of a reform will be underestimated when spillover effects are ignored.
20 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.

Sujets

Informations

Publié par
Publié le 01 janvier 2003
Nombre de visites sur la page 35
Langue Français
Signaler un problème

Raphaël Desmet
Jean-Marie Lozachmeur
Le départ à la retraite des couples mariés
In: Revue française d'économie. Volume 18 N°2, 2003. pp. 35-54.
Résumé
Cette contribution étudie l'interdépendance des choix de l'âge de la retraite au sein des couples. Spécifiquement, nous cherchons
à déterminer si les incitations financières induisant les travailleurs âgés à partir à la retraite ont un effet sur la prise de décision de
leur conjoint. Nous montrons que ces effets de débordement ont un impact significatif sur le départ à la retraite des femmes. La
non prise en compte de ces effets conduit à une sous-estimation des effets des réformes des plans de retraite sur le taux de
départ à la retraite. Nous illustrons ce biais dans le cas d'une réforme consistant en une hausse de trois ans des âges d'éligibilité
aux programmes de préretraite et retraite.
Abstract
This contribution analyzes the relation between the retirement behaviors of husbands and wives. Financial incentives from social
security inducing workers to leave the labor force are used to identify this interdependence. We analyze the direct effect of these
incentives on individual's retirement but also the spillover effect on the spouse's retirement decision. We show that this spillover
effect has a significant impact on wives retirement. We then show that the estimations of the impact of a reform will be
underestimated when spillover effects are ignored.
Citer ce document / Cite this document :
Desmet Raphaël, Lozachmeur Jean-Marie. Le départ à la retraite des couples mariés. In: Revue française d'économie. Volume
18 N°2, 2003. pp. 35-54.
doi : 10.3406/rfeco.2003.1484
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/rfeco_0769-0479_2003_num_18_2_1484Raphaël
DESMET
Jean-Marie
LOZACHMEUR
Le départ à la retraite
des couples mariés
l'effet concentrent reposant à des la personnes retraite. des sur plans la Les particulièrement âgées comparaison de récentes protection a conduit a études baisse intertemporelle de sur importante sur nombreux ces une le personnes décision départ des du auteurs à flux taux sur la individuelle retraite financiers le d'activité à étudier départ se
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur 36
ou d'utilité pour différents âges de retraite (Stock et Wise
[1990], Rust et Phelan [1997]). Un problème majeur de ces
analyses est qu'elles traitent la décision du départ à la retraite
d'un individu de façon indépendante de celle de son conjoint.
S'il y a une interdépendance du choix de l'âge de la retraite
au sein des couples, les modèles individuels estiment avec un
certain biais l'impact de certaines réformes des plans de pro
tection des personnes âgées.
Hurd [1990] avance trois facteurs qui peuvent être à
l'origine de l'interdépendance des choix : la complémentarité
des préférences pour le loisir, la similarité des préférences et la
dimension « couple » dans le calcul du montant des retraites (pen
sion de reversion...). Christensen et Datta Gupta [1994] estiment
un modèle coopératif de départ à la retraite dans un cadre de pr
ogrammation dynamique et trouvent une complémentarité du
loisir significative. Cette approche coopérative ne permet cepen
dant pas de traiter la décision de chacun des membres du couple
séparément et donc de déterminer si une asymétrie existe dans
la complémentarité des préférences pour le loisir. Blau [1998]
estime un modèle structurel de transition jointe de l'activité vers
la retraite. Il trouve encore qu'une certaine complémentarité du
loisir est présente mais les incitations financières du système de
retraite sont spécifiées de manière très restrictive. Gustman et
Steinmeier [2000] utilisent un modèle de cycle de vie en avenir
sûr et spécifient le départ à la retraite des couples de manière non
coopérative. Leur approche permet de conclure que les hommes
sont plus à même d'être influencés par le départ à la retraite de
leur femme que l'inverse.
Dans cette contribution, nous tentons de montrer l'i
mportance du phénomène de départ joint en Belgique en utilisant
des données sur des couples travaillant dans le secteur privé. A
cette fin, nous adoptons une forme réduite s'inspirant de l'a
pproche développée récemment par Coile [2003] . Cette approche
vise à évaluer l'impact des incitations financières du système de
retraite de chaque membre d'un ménage sur le départ à la retraite
de chacun d'entre eux. De cette manière, nous identifions l'ef
fet de débordement par l'effet de l'incitation financière d'un
Revue française d'économie, n" 2/vol XVIII Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur 37
membre du ménage sur la prise de décision de son conjoint.
Cet effet de débordement est a priori ambigu. Si un membre du
couple prend sa retraite, cela provoque d'une part une perte de
revenu dans le couple et incite l'autre membre à retarder sa sor
tie du marché du travail (effet revenu). D'autre part, la comp
lémentarité du loisir tend à inciter l'autre membre du couple
à avancer sa date de retraite (effet complémentarité du loisir). Nos
résultats semblent indiquer que ces deux effets s'annulent chez
les hommes alors que l'effet du loisir domine
chez la femme révélant ainsi une asymétrie. Bien que l'effet
opposé apparaisse sur des données américaines (Gustman et
Steinmeier [2000] et Coile [2003]), des études sur données fran
çaises (Sédillot étal. [2002]) et européennes (Jiménez-Martin et
al. [1999]) concluent de la même manière que nous. Une amél
ioration majeure de notre approche par rapport à ces deux der
nières études est qu'elle prend en compte les variables d'incita
tions financières émanant des systèmes de retraite. De plus, ces
deux études ne mesurent que l'impact de la situation du conjoint
dans le marché du travail (actif versus retraité) sur la probabilité
de partir à la retraite d'un individu. Or, si les décisions de départ
à la retraite sont corrélées entre les deux membres d'un même
ménage, ces deux approches font face à un problème d'endogé-
néité. Mesurer l'interdépendance des choix grâce aux incitations
financières permet d'éliminer ce problème. Nous montrons quan
titativement que les effets d'une réforme du système de retraite
(par exemple : hausse de l'âge d'éligibilité aux programmes de
retraite) sur le taux de départ à la retraite sont sous-estimés dans
un modèle où les effets de débordement ne sont pas pris en
compte.
La première partie de cet article est consacrée à la pré
sentation des données et à l'étude descriptive du phénomène de
décision jointe de départ à la retraite en Belgique. La section sui
vante décrit le modèle et les variables utilisées. Puis nous pré
sentons les résultats et enfin nous comparons les effets d'une
réforme des systèmes de retraite dans les modèles avec et sans effet
de débordement.
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII 38 Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur
Description de l'échantillon
Les données
Les données proviennent de plusieurs sources qui sont princ
ipalement administratives. Nous avons été capables d'appareiller
ces bases suivant un numéro d'identification national. Notre
base de données ainsi obtenue a le mérite de contenir des info
rmations très riches. Ci-dessous, nous en présentons brièvement
les différentes sources1.
Un échantillonnage est effectué sur les individus soumis
à l'impôt des personnes physiques (IPP) et âgés de 50 à 65 ans
en 1995. Les statistiques fiscales des revenus, qui reprennent les
informations contenues dans la déclaration fiscale de tous les
contribuables belges, sont donc le point de départ de la construc
tion de notre base de données. D'autres sources complètent cette
base déjà très riche. Les comptes individuels de pensions, l'IN-
ASTI et l'administration des pensions du ministère des Finances
fournissent les données historiques sur la carrière professionn
elle respectivement des salariés, des indépendants et des fonc
tionnaires. Nous disposons également des niveaux d'éducation
nécessaires pour identifier la table de mortalité correspondant à
chaque individu. Le point faible de cette base de données pro
vient du peu d'informations disponibles concernant l'épargne pri
vée.
Sélection de l'échantillon
Une sélection est opérée au sein de cet échantillon pour ne gar
der que les couples dans lesquels les deux individus sont salariés
et toujours en activité. La restriction aux travailleurs salariés s'e
xplique par le manque d'information sur l'histoire de la carrière
des autres types de travailleurs. Nous nous concentrons donc
sur un groupe bien particulier de la population belge, ce qui
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur 39
implique que toutes les conclusions de cette analyse ne s'appl
iquent sans doute pas au couple belge moyen.
Etant donnée la nature du système de retraite belge, nous
imposons une contrainte supplémentaire : l'âge de la femme ne
peut excéder 60 ans, âge normal de départ à la retraite2. En addi
tionnant les observations disponibles pour ces mêmes ménages
au cours des années 1993, 1994 et 1995 nous obtenons 1 200
couples. Le tableau n° 1 en annexe résume les principales sta
tistiques de notre échantillon. L'écart d'âge moyen entre les
hommes et les femmes est de 1,8 année, ce qui correspond à la
moyenne nationale. On observe également une grande diffé
rence entre le revenu net disponible des hommes (19.916 €) et
celui des femmes (11.523 €).
Coordination du départ à la retraite
L'analyse qui suit trouve son point de départ dans l'observation
d'un phénomène relativement important : un grand nombre de
couples tendent à coordonner leur date de cessation d'activité.
Cette section vise à décrire l'ampleur de ce phénomène. Nous di
sposons à ce stade de trois années sur lesquelles nous pouvons obser
ver une transition de l'activité vers l'inactivité définitive. L'idée
est d'étudier les écarts entre les dates de cessation d'activité des
individus d'un même couple. Nous nous limitons donc ici aux
couples de salariés dont les deux membres sont encore actifs en
1991 et qui ont cessé leur activité entre 1991 et 1995, soit
170 couples3. A l'instar de Dellis et al. [2003], nous considérons
comme cessation d'activité, en plus de la retraite et de la préret
raite, le départ vers l'inactivité opéré via le chômage et l'inva
lidité. Le tableau n° 2 en annexe classe les couples en fonction
de l'écart entre la date de retraite de l'homme et celui de la
femme et de la différence d'âge qu'il existe entre eux.
Ce tableau montre bien la volonté des conjoints de coor
donner leur date de sortie du marché du travail. Dans un couple
sur quatre (24 %), l'homme et la femme cessent leur activité la
même année alors que seuls 8 % de ces couples ont le même âge.
Revue française d'économie, n" 2/vol XVIII 40 Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur
De la même manière, 55 % des couples prennent leur retraite dans
un intervalle d'un an au plus, alors que seuls 28 % d'entre eux
ont une différence d'âge inférieure ou égale à un an.
Les variables d'incitation
et la spécification du modèle
Deux types d'incitations émanant du système de retraite des per
sonnes âgées peuvent avoir un effet sur la décision des individus
de partir à la retraite4. Le premier, l'effet richesse, est mesuré par
la variable SSW (Social Security Wealth). C'est la somme escompt
ée des futures allocations de retraite du couple. Le calcul prend
en compte le facteur d'escompte et la probabilité jointe de décès
des deux époux. Nous évaluons cette variable pour chaque
conjoint en faisant l'hypothèse que l'autre membre du couple
prend sa retraite au cours de l'année de transition observée si son
âge est supérieur à 60 ans et à 60 ans sinon.
Le deuxième type d'incitation concerne l'avantage finan
cier à reporter la date de retraite d'un individu. Différentes
approximations sont souvent utilisées pour mesurer cette inci
tation fiscale à partir à la retraite. Dans cette analyse, nous consi
dérons séparément trois mesures. La première est l'accrual (AC),
la variation du SSW qui résulte d'une année de travail en plus.
Le problème majeur de cette mesure est qu'elle ne prend pas en
compte la possibilité de partir à la retraite au-delà d'un an. Il est
possible que le gain associé à une année de travail supplément
aire soit faible, voire négatif, alors qu'il existe un large gain à part
ir à la retraite plusieurs années plus tard. Afin de mieux prendre
en compte cette dimension, nous utiliserons la variable PV (peak
value) qui est égale à la valeur maximale du SSW dans le futur
moins le SSW présent. Une caractéristique commune de l'accrual
et du peak value est qu'elles ne prennent pas en compte, dans le
calcul de l'incitation financière, les salaires attendus entre la date
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur 41
de retraite et la date présente. Afin de combler cette faiblesse, nous
utilisons la variable OV (option value) initialement introduite par
Stock et Wise [1991]. Cette variable mesure le gain espéré d'util
ité à reporter sa date de retraite à une date optimale dans le futur.
Nous construisons cette variable de manière à ce qu'elle s'inter
prète en tant que variable financière (les paramètres d'aversion
au risque et de préférence pour le loisir sont égaux à 1). Ainsi,
la variable OV est équivalente à la variable PV à laquelle on
ajoute les salaires attendus jusqu'à la date optimale de cessation
d'activité.
Nous estimons donc la forme réduite suivante :
Ri = /i
(l)
où h, /et с désignent respectivement les variables correspondant
à l'homme, à la femme et au couple. R't est une variable égale à
1 si l'individu prend sa retraite au cours de l'année observée et
à 0 sinon.
Comme décrit ci-dessus, IF est l'incitation financière.
Nous présenterons les résultats de trois modèles distincts par
individu selon le type d'incitation financière retenue, c'est-à-
dire respectivement AC, PV et OV dans les modèles I, II et III.
L'effet de l'incitation financière propre IF sur la décision de ces
sation d'activité est donc mesuré par fi2 et est a priori négatif
comme l'ont montré Dellis et al [2003] à partir de données
belges. L'effet de l'incitation financière croisée IFj mesuré par^
est l'effet de débordement. Celui-ci est a priori ambigu car com
posé de deux effets de sens opposé : l'effet de revenu et l'effet de
complémentarité du loisir. Prenons, par exemple, le cas d'une inci
tation financière croisée faible qui est interprétée par l'individu
comme augmentant la probabilité de départ à la retraite de son
conjoint. D'une part, la baisse du revenu du ménage engendrée
par cet événement incite l'individu à différer son départ à la
retraite (effet revenu). D'autre part, si l'individu valorise plus son
temps de loisir en compagnie de son conjoint, il peut également
décider d'avancer la date de son départ (effet complémentarité
du loisir). Si l'effet revenu domine, le coefficient^ est positif.
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII 42 Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur
Sinon il est négatif. D'autres variables propres et croisées vien
nent compléter l'analyse : SAL est le salaire espéré l'année sui
vante, REV est le revenu de cycle de vie, X'{ est un ensemble de
variables décrivant l'homme et la femme. Il inclut l'âge sous
forme de variables binaires, une variable d'écart d'âge entre les
deux époux, un ensemble de variables binaires décrivant le niveau
d'éducation, si l'individu a souscrit à une assurance-groupe et/ou
à une épargne-pension. Xct est un ensemble de variables propres
au couple, à savoir le nombre de personnes à charge, le montant
total des revenus cadastraux, un ensemble de variables binaires
indiquant si le couple est propriétaire de sa maison, la région de
résidence (Bruxelles, Wallonie, Flandre) et l'année d'observation
(1993, 1994, 1995).
Nous estimons cette équation pour les hommes et pour
les femmes séparément en nous servant d'un modèle Probit dont
la variable dépendante est dichotomique : / indique que la per
sonne a pris sa retraite lors de l'année d'observation et 0 qu'elle
continue son activité au moins jusqu'à l'année suivante.
Résultats
Les résultats des modèles Probit de l'équation (1) sont présent
és en annexe dans les tableaux n° 3.1 pour les hommes et n° 3.2
pour les femmes. Dans les différents modèles pour les hommes,
les coefficients associés aux variables d'incitation sont toujours
négatifs et significatifs. Par exemple, à un accroissement de
1 000 €5 des variables AC, PV et OV d'un individu moyen est
respectivement associée une baisse de sa probabilité de partir à
la retraite de 0,49 %, 0,42 % et 0,43 %. L'impact des incitations
financières est du même ordre de grandeur pour les femmes et
significatif : une hausse du même montant des variables AC,
PV et OV pour un individu moyen provoque respectivement une
baisse de sa probabilité de départ à la retraite de 0,78 %, 0,54 %
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII Raphaël Desmet, Jean-Marie Lozachmeur 43
et 0,52 %.
Les effets de débordement sont mesurés par l'effet de
l'incitation financière de l'autre membre du couple. Pour les
hommes, ils apparaissent avec un coefficient négatif mais ne
sont pas significatifs ; pour les femmes, ils sont négatifs et signi
ficatifs. Une hausse de 1 000 € de l'AC, PV et OV de son
conjoint (la valeur moyenne étant prise pour toutes les autres
variables) provoque chez la femme respectivement une baisse de
sa probabilité de départ à la retraite de 0,20 %, 0,19 % et 0,20 %.
On remarque donc que l'effet de débordement représente jus
qu'à 40 % de l'effet de l'incitation propre.
Ces résultats suggèrent que les hommes ne sont pas
influencés par les incitations financières croisées alors que les
femmes le sont. Comme expliqué auparavant, l'effet de débor
dement inclut deux effets opposés : un effet revenu et un effet
complémentarité du loisir. Nos résultats indiquent que ces deux
effets s'annulent chez l'homme alors que chez la femme l'effet du loisir domine. Il est malheureusement imposs
ible au travers de cette étude de déterminer si l'asymétrie dans
les goûts provient de la différence entre les effets revenu et les
effets de complémentarité du loisir. Notons enfin que nos résul
tats sont à l'opposé des résultats de la même étude sur données
américaines (Coile [2003]) qui trouve que les incitations finan
cières croisées influencent la décision de retraite des hommes et
non des femmes.
Outre les effets des incitations financières propres et croi
sées, d'autres variables explicatives jouent un rôle important.
C'est le cas des binaires d'âge qui captent l'effet des âges d'éli
gibilité dans les différents régimes de retraite. Cela apparaît très
clairement pour les hommes. Alors que la significativité de la
binaire « âge 58 » reflète l'ouverture des droits dans le cadre de
la prépension conventionnelle, celle de la binaire « âge 65 » capte
l'effet de l'âge normal de départ à la retraite. Dans la modélisa
tion de la cessation d'activité des hommes, seules les incitations
financières propres et quelques binaires d'âge sont significatives.
Dans l'équation des femmes, en plus des incitations financières
Revue française d'économie, n° 2/vol XVIII