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Annales de démographie historique
Belin

I.S.B.N.2701137241
256 pages

p. 53 à 77
doi: en cours

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Les 3 000 Familles : travaux en cours

no 107 2004/1


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2004 Annales de démographie historique Les 3 000 Familles : travaux en cours

Successions et héritiers dans la société rurale du XIXe siècle : l’exemple des familles « TRA » de Loire-Inférieure  [1]

Luc Arrondel CNRS-Delta Cyril Grange CNRS-Centre Roland Mousnier
Résumé de l'article
Rares sont les études empiriques sur les comportements de transmission fondées sur des données historiques se référant à des périodes où l’État intervenait peu dans la politique familiale et où les institutions bancaires et assurancielles étaient moins développées qu’aujourd’hui. L’objet précis de cet article consistait à décrire et à exploiter une base de données historiques constituée de généalogies patrimoniales couvrant le xixe et la première moitié du xxe siècle. Le corpus de données a été élaboré à partir des familles issues de l’enquête « 3 000 Familles », résidant au cours des xixe et xxe siècles dans le département de Loire-Inférieure.
L’échantillon permet de vérifier certaines hypothèses théoriques concernant les comportements de transmission. Les tests empiriques révèlent (1) le caractère rétrospectif des legs, soit la forte influence du patrimoine hérité sur le patrimoine transmis ; (2) une décroissance du montant des legs après 66 ans qui signale une « consommation » du patrimoine au cours de la vieillesse. Elle traduit soit le besoin de financement de la retraite, soit l’existence de donations aux enfants en contrepartie d’une prise en charge matérielle ; (3) l’influence positive d’une descendance limitée (2 enfants) sur le montant transmis, signe de l’existence d’un motif de transmission au xixe siècle. Only few empirical studies of intergeneration transfers using historical data have considered the period when the State intervened relatively little in family life and when financial institutions were far less-developed than they are today. This paper uses historical data from the “3 000 Familles” covering individuals in the Loire-Inférieure département in the xixth and early xxth century.
These data allow us to confirm a number of theoretical predictions. In particular, we reveal a strong influence of past inheritances on individuals’ future bequests. We also show that the amount bequeathed falls after the age of 66, as wealth is consumed. This could reflect either the financing of retirement, or transfers to children in return for care or other services. Last, we find that the amount transferred is higher when the number of children is smaller, providing evidence for the bequest motive in the xixth century.
Plan de l'article
Les modèles économiques de transferts privés entre générations se sont pour l’essentiel concentrés sur les transferts des parents aux enfants. Ces modèles se sont d’abord limités aux legs et aux héritages pour plus récemment s’intéresser également aux transferts inter vivos. Deux hypothèses théoriques ont été privilégiées pour expliquer les comportements de transferts. (1) L’altruisme : les parents tiennent compte du bien-être de leurs enfants dans leurs comportements et cherchent par leurs transferts à répartir de façon équilibrée les ressources entre générations (Becker, 1991). (2) L’échange : les dons, ou la promesse de l’héritage, sont utilisés par les parents comme moyen de paiement pour l’aide dont ils bénéficieront de la part de leurs enfants durant la vieillesse et remplissent ainsi une fonction d’assurance, de soutien ou « d’attention » (Kotlikoff et Spivak, 1981 ; Bernheim et al., 1985 ; Cox, 1987).
La distinction entre ces deux motivations est importante pour l’appréciation des effets des politiques de transferts publics. Si l’altruisme prévaut, la redistribution publique est « neutralisée » (Barro, 1974) et les transferts de l’État ont un effet d’éviction [2] sur les transferts privés : les parents diminueront les legs aux enfants si les transferts publics bénéficient davantage à ces derniers. En revanche, l’impact de la redistribution publique sur les transferts familiaux est plus ambigu lorsque ces derniers sont motivés par l’échange : selon cette logique, des enfants plus aisés vont valoriser davantage les services qu’ils rendent à leurs parents mais inversement vont être également moins incités financièrement à leur en fournir ; globalement en fait, l’effet des ressources des enfants sur le montant des transferts est indéterminé (Arrondel et al., 1997).
Les tests empiriques des modèles d’altruisme ou d’échange se sont cependant avérés relativement décevants.
(1) L’effet de « compensation » intergénérationnelle (entre parents et enfants) voulu par l’altruisme est faible aux États-Unis, et même nul ou négatif (anti-compensation) en France: à ressources des parents données, la probabilité d’un transfert des parents aux enfants augmente avec le revenu du bénéficiaire potentiel (Arrondel et al., 1997). En France, les donations (officielles) apparaissent en outre beaucoup plus sensibles aux avantages fiscaux et à la possibilité de transférer plus commodément l’outil de travail, qu’aux besoins des bénéficiaires (Arrondel et Laferrère, 2001). Par ailleurs, les effets de compensation intra-générationnelle des transferts reçus par les frères et sœurs ne sont guère probants. Aux États-Unis, où existe la liberté de tester, l’équirépartition des legs est cependant la pratique dominante. En France, la possibilité d’un partage inégal est à la fois fortement limitée (à la quotité disponible) et coûteuse en raison d’un droit successoral fondé sur le droit du sang : seulement 20 % des défunts utilisent cette quotité qui de plus n’avantage pas forcément l’héritier le moins doté (Arrondel et Laferrère, 1992).
(2) Les prédictions des modèles d’échange ne sont pas mieux vérifiées, notamment en ce qui concerne l’explication des transferts ascendants des enfants à leurs vieux parents (Arrondel et Masson, 1999). Toutes choses égales d’ailleurs, la probabilité de recevoir une aide est plus fréquente chez les personnes âgées pauvres en revenu et surtout en patrimoine, qui n’ont donc pas grand-chose à offrir en contrepartie comme espérance d’héritage. En outre, les aidants sont plutôt ceux qui en ont les moyens (ressources ou temps disponible).
Il y a donc un échec empirique des modèles traditionnels qu’il s’agit de dépasser. Deux orientations peuvent être explorées. (1) On peut tout d’abord s’interroger sur la validité des modèles théoriques en élargissant par exemple le domaine de l’analyse du comportement familial de deux à trois générations. (2) On peut aussi remettre en cause la pertinence des données utilisées pour tester les hypothèses retenues. Celles-ci sont toujours issues d’enquêtes récentes qui mesurent les transferts intergénérationnels dans un environnement où l’État intervient dans les politiques « générationnelles » (éducation, retraite, santé). Il serait en fait souhaitable que les modèles d’héritage qui font référence à certaines formes de solidarité familiale soient testés dans des environnements économiques où l’État est peu interventionniste. Ainsi, l’altruisme intergénérationnel est une hypothèse qui a souvent été retenue pour analyser les comportements de transmission (ascendante ou descendante) dans les pays en voie de développement.
Cet article s’inscrit dans cette seconde perspective : il se propose de tester les modèles à partir de données historiques couvrant notamment des périodes où l’État intervenait peu dans la politique familiale et où les institutions bancaires et assurancielles étaient moins développées qu’aujourd’hui. Il est fondé sur l’exploitation d’une base de données historiques constituée de généalogies patrimoniales couvrant le xixe et la première moitié du xxe siècle.
Les questions posées seront multiples. Au xixe siècle, l’altruisme familial opérait-il alors que l’éducation et la prise en charge des soins de santé n’étaient pas ou peu assurées par l’État ? Les donations de l’outil de travail, fréquentes à cette période, avaient-elles comme contrepartie la prise en charge des parents durant leur période d’inactivité (principe d’échange) ? Quelles logiques avaient les individus pour assurer le financement de leur retraite dans un environnement où il n’existait pas de système public de pensions ? Les logiques de transmission du xixe siècle sont-elles différentes de celles qui opèrent aujourd’hui ? En d’autres termes, les modèles économiques contemporains s’appliquent-ils pour expliquer les faits du passé ?
Dans une première section, nous présentons les modèles économiques des logiques de transmission. Les sources exploitées et la structure de la base de données feront l’objet de la seconde section. Après avoir décrit les déterminants des successions et des héritages pour la Loire-Inférieure sur la période 1800-1939, nous testerons les hypothèses décrites dans la partie théorique.
 
Les logiques économiques des comportements de transmission : présentation des modèles
 
 
Outre l’altruisme et l’échange, la théorie économique a développé d’autres modèles pour dessiner les comportements de transmission des ménages [3]. Les legs décrits par l’ensemble de tous ces modèles peuvent être classés selon différents critères susceptibles de se recouvrir :
  • ils sont soit planifiés, soit accidentels, suivant qu’ils répondent ou non à une volonté de transmission ;
  • ils sont familiaux si la présence et les caractéristiques des enfants influencent les montants transmis ;
  • ils sont égoïstes s’ils ne prennent pas en compte le bien-être des générations futures.
Legs accidentel et rente viagère
L’« hypothèse du cycle de vie » développée à la fin des années cinquante par Modigliani (Modigliani et Brumberg, 1954) nous permet de justifier de l’existence de legs involontaires. Le message central de ce modèle réside dans le fait que le principal motif d’épargne concerne le financement de la consommation des vieux jours : le patrimoine est assimilé à de la consommation différée ; c’est un flux de consommation future. Si les revenus du travail sont nuls durant la retraite, le profil patrimonial typique de cette hypothèse est une courbe en cloche (hump saving profile) : sur la première partie de son cycle de vie, l’individu accumule un stock de patrimoine qu’il consomme ensuite pour financer ses besoins de consommation.
Deux hypothèses peuvent cependant remettre en cause ce scénario d’un patrimoine totalement consommé en fin de vie : d’une part, l’incertitude de la durée exacte de la vie conjuguée à l’inexistence ou l’imperfection du marché d’assurances vie ; d’autre part, l’existence d’un motif de transmission.
Comme les ménages sont contraints de ne pas laisser de dettes à leur mort, ils peuvent être alors amenés par précaution et/ou en raison des imperfections des marchés du capital (durabilité, indivisibilité et illiquidité du logement en particulier), à laisser un patrimoine à leur décès, richesse correspondant à un legs accidentel destiné initialement à couvrir le risque de se retrouver sans ressources aux vieux âges. En d’autres termes, ce type d’héritage correspond au montant des biens qui auraient été consommés « si Dieu avait prêté une vie plus longue ».
Pour ne pas laisser de dettes à sa mort, on peut aussi contracter une rente viagère sur le marché ou par l’intermédiaire de la famille. Le marché des rentes viagères étant peu développé au xixe siècle, les contrats privés à l’intérieur de la famille étaient alors fréquents. Kotlikoff et Spivak (1981) proposent un cadre théorique pour expliquer de tels comportements.
Ils supposent que la famille élabore son propre marché d’assurances vie où le contrat est le suivant : les parents achètent une rente viagère à leur(s) descendant(s) dont le prix correspond au montant des transmissions ; en échange, le ou les enfant(s) s’engage(nt) à prendre en charge les parents sur leurs vieux jours, que les soins soient monétaires, en nature ou en temps. Les enfants s’engagent librement et peuvent même ne pas participer au contrat s’ils le jugent inintéressant [4] : le prix des services (la part d’héritage) sera fonction de l’intensité des services fournis aux parents. Ce type de transfert était assez courant au xixe siècle pour expliquer les donations entre parents et enfants qui stipulaient précisément les droits et charges de chacune des générations (Arrondel et Grange, 2003).
La famille présente plusieurs avantages par rapport au marché. Tout d’abord, l’information sur les contractants est connaissance commune et permet ainsi de pallier (au moins en partie) les phénomènes de sélection adverse [5]. Ensuite, les coûts de transaction sont plus faibles au sein de la famille et en conséquence le contrat est plus rentable pour les deux parties. Enfin, l’altruisme familial ascendant, s’il existe, assure que les clauses du contrat seront sans doute mieux respectées par les enfants bénéficiaires plutôt que par un tiers. Même s’il existe un marché de rentes viagères relativement développé comme c’est le cas aujourd’hui, les individus peuvent, pour ces raisons, préférer la famille aux sociétés d’assurances.
Legs altruiste
Lorsque les parents sont altruistes (Becker, 1991), les transferts sont destinés à rapprocher les niveaux de vie entre les générations (altruisme intergénérationnel) afin de maximiser le bien-être global de la famille. Les ressources des enfants bénéficiaires seront un élément essentiel dans la détermination des montants transmis. Précisément, plus le revenu global des enfants est important, moins ceteris paribus (à ressources des parents données) la succession sera élevée. Pour savoir si l’altruisme motive les comportements d’épargne des parents, il est donc nécessaire d’étudier la relation entre le legs et les ressources des enfants [6].
Le test empirique d’une telle logique ne pourra être réalisé dans le cadre de cet article. En effet, mis à part celles trop imprécises fournies par la profession, les données dont nous disposons n’offrent qu’une information limitée sur les revenus du travail.
Legs paternaliste
Le legs paternaliste consiste à supposer que le ménage retire une satisfaction directe des sommes transmises à ses enfants. Contrairement à l’altruisme, les caractéristiques des enfants ne sont pas des déterminants de la transmission. Seul entre en compte le nombre de descendants qui devrait, selon ce modèle, avoir un effet positif sur le montant de la succession ou de la donation : on retire une satisfaction croissante en fonction du montant de la richesse léguée.
Legs capitaliste
Avec le legs capitaliste, ce n’est plus la satisfaction de transmettre un patrimoine important à ses enfants qui joue, mais celle que l’individu retire de sa richesse à tout moment. Ce qui est primordial pour lui, c’est d’accumuler la fortune la plus grande possible au cours de sa vie. Cette satisfaction à détenir un gros patrimoine repose sur différentes motivations : volonté de puissance, recherche de pouvoir économique ou de prestige social, ou encore désir de se perpétuer notamment à travers la transmission de l’outil de travail comme cela était fréquent au xixe siècle. Selon ce principe, les considérations familiales n’entrent pas en compte, ou de manière secondaire (Arrondel et Laferrère, 1998). La logique pourrait même être inverse : c’est le désir de se perpétuer à travers le patrimoine qui influencerait la fécondité du ménage.
Legs rétrospectif et réciprocités indirectes
L’intuition de départ du modèle rétrospectif est que les pratiques de transmission au sens large (éducation des enfants, montant et mode de dévolution du patrimoine transmis, etc.) des parents à l’égard de leurs enfants s’inspirent, notamment lorsque l’information quant à l’avenir de ces derniers est trop partielle, de celles qu’ont eues leurs propres parents vis-à-vis d’eux-mêmes. Cet ancrage des comportements dans le passé devrait logiquement transparaître à d’autres niveaux, plus qualitatifs. Notamment, la forme de la transmission choisie serait inspirée de celle adoptée par les ascendants : la donation reçue des parents conduirait à la donation versée aux enfants ; il en irait de même pour l’aide ou l’héritage avec testament.
Pour expliquer cette reproduction des comportements d’une génération à l’autre, les sociologues de la famille invoquent l’existence d’autres formes d’héritage, morales, culturelles ou sociales : le bien légué n’a pas qu’une valeur d’usage ou marchande, il possède également une valeur symbolique ou affective, sa transmission est souvent accompagnée d’un mode d’emploi ou de recommandations pour son utilisation (Masson et Gotman, 1991). La cohérence familiale repose surtout sur ces valeurs extra-économiques, que les parents tentent d’inculquer à leurs enfants au bout d’un long processus d’apprentissage, et qui modèlent leurs attitudes, leurs représentations et leurs pratiques. Selon cette logique, un héritage reçu important devrait augmenter le montant légué à la génération suivante.
Cette influence du passé sur les comportements apparaît également dans les comportements de transfert au sein des communautés dans lesquelles les liens de parenté étaient régis par des principes de réciprocité indirecte tels qu’ils ont été décrits par Mauss (1950) et Lévi-Strauss (1958). Deux dimensions sont présentes dans ces mécanismes qui font intervenir une troisième génération : l’une temporelle, l’autre générationnelle (Arrondel et Masson, 1999). La réciprocité peut être rétrospective et descendante (des parents vers les enfants) : le legs rétrospectif en est une illustration. Elle peut être prospective et ascendante (des enfants vers les parents) : les enfants aident leurs vieux parents pour pouvoir eux-mêmes bénéficier d’une aide sur leurs vieux jours. Les autres modes de réciprocité indirecte – rétrospective et ascendante et prospective et descendante – peuvent être illustrés pour le premier par le système publique de retraite (on paie la retraite de ses parents dans la perspective de la percevoir de ses enfants), pour le second par le modèle dynastique ou capitaliste (on transmet à ses enfants dans la perspective qu’ils transmettent eux-mêmes aux leurs).
Bilan
Pour tester ces modèles, on s’intéressera à leurs prédictions, soit plus précisément aux effets de différentes variables sur les montants légués (Masson et Pestieau, 1991). La nature des données utilisées nous limite cependant à certains tests. Ceux-ci concerneront principalement les effets sur le montant transmis, de l’âge, du patrimoine hérité et du nombre d’enfants. Ainsi si l’existence d’enfants influence positivement le montant transmis, le legs ne sera pas accidentel. Autre exemple: si le patrimoine hérité influence fortement la fortune transmise, on invoquera le modèle rétrospectif ou capitaliste ou plus généralement une logique de réciprocité indirecte. Pour que la logique d’échange de type rente viagère puisse être retenue, il nous faudra regarder la fréquence des donations aux âges élevés qui se traduira par une baisse du montant de la transmission selon la position dans le cycle de vie…
 
Les données patrimoniales en Loire-Inférieure
 
 
Au xixe siècle, le département de la Loire-Inférieure est un département essentiellement agricole. À l’exception de ses deux villes principales, Nantes et Saint-Nazaire, il est peu touché par l’industrialisation (construction navale, industries et conserves alimentaires, savonneries) alors que l’activité de négoce dont l’essor remonte au xviiie siècle reste importante (Bourrigaud, 1994 ; Rochcongar, 2003). Sa population de 415 000 habitants en 1801, s’accroît pour atteindre 457 000 habitants en 1826 et 644 000 en 1886. C’est donc essentiellement au cours de la seconde moitié du xixe siècle que sa croissance démographique s’accélère, croissance qui touche autant le monde rural que les grandes villes. Avec le xxe siècle, Nantes et Saint-Nazaire verront leur population poursuivre cette croissance alors que les campagnes connaîtront une période de déclin.
Notre population d’étude est constituée des familles issues de l’enquête « 3 000 familles », qui résident dans le département de Loire-Inférieure [7]. L’itinéraire patrimonial des lignées familiales reconstituées couvre quatre, cinq, voire six générations [8]. Ces biographies ont été réalisées à partir des archives successorales de l’Enregistrement. Administration fiscale chargée de taxer les mutations, elle offre la possibilité d’établir des « livrets patrimoniaux » individuels.
Collecte et traitement de l’information
L’administration de l’Enregistrement, créée en l’an VII, est chargée de prélever une taxe sur tout mouvement patrimonial. Lorsque les documents ont moins de 100 ans, ils restent sous la responsabilité de l’administration fiscale du Département et se trouvent à l’Hôtel des Impôts [9]. Le ressort géographique des bureaux de l’Enregistrement est celui du canton. Par rapport à d’autres documents patrimoniaux – les archives notariales notamment –, les archives de l’Enregistrement, et en particulier les archives successorales, possèdent des atouts essentiels. Le premier est qu’elles sont aisément accessibles et en général bien conservées. Mais surtout les documents de l’Enregistrement sont exhaustifs. En effet, ils recouvrent l’ensemble de la population alors que les archives notariales ne concernent que les individus faisant appel à un notaire, soit une population non représentative socialement et géographiquement.
Les archives successorales
Les archives successorales consignent les déclarations de succession de tous les défunts. Elles se divisent entre les Tables de successions et absences et les Registres de mutations par décès. Les Tables de successions et absences sont des répertoires semi-alphabétiques où sont inscrits, bureau par bureau, l’ensemble des défunts par ordre chronologique de décès. Elles indiquent le lieu et la date de décès, la profession du défunt, sa situation matrimoniale et le cas échéant, la date de la déclaration de succession. À partir de la date de la déclaration de succession, on peut se reporter à la déclaration, elle-même classée chronologiquement dans les Registres de mutations par décès, et qui renseigne de manière très détaillée sur la composition, la valeur et les bénéficiaires des biens du défunt.
Les problèmes liés à l’utilisation des sources fiscales
Le caractère fiscal des documents de l’Enregistrement limite la portée des informations que l’on peut attendre d’une telle source. Déjà les contribuables peuvent être conduits à sous-estimer la valeur des biens qu’ils déclarent, voire à ne pas les déclarer. Tout au cours du xixe siècle, l’administration a mis au point des méthodes de contrôle assorties d’amende en cas de fraude qui se sont révélées très dissuasives. Par ailleurs, le droit de préemption dont dispose l’administration a permis de limiter les tentatives de sous-évaluations des biens échangés. Outre les problèmes liés aux montants déclarés, certains biais légaux doivent être évoqués.
Tout d’abord, le problème des biens immobiliers. Jusqu’à 1901, ceux-ci sont en effet taxés non pas au Bureau de l’Enregistrement dont relève le lieu où résident les défunts, mais à celui dont dépend le lieu où ils sont effectivement situés. Dans le cas des successions, les biens fonciers et immobiliers situés dans un autre bureau que la résidence des défunts ne sont mentionnés dans la déclaration ouverte à leur domicile que dans le cas où ces biens sont loués. Cette déclaration centralise en effet, tous les revenus mobiliers, dont les baux et loyers [10]. Après 1901, il y a centralisation des informations dans une déclaration principale.
Certains biens sont exonérés de droit (actions étrangères jusqu’à 1850, obligations étrangères jusqu’à 1871…).
Il n’y a pas de déduction du passif de la succession.
Enfin, il apparaît que l’administration elle-même hésite quant au traitement à donner aux éléments du patrimoine qui constituent un investissement direct lié à l’activité [11]. Elle oscille entre la volonté d’exempter des biens « que l’on ne considérait pas encore comme des biens réels » ou au contraire de frapper des valeurs faisant partie intégrante du patrimoine. Finalement on ne trouve trace de ces biens que lorsque les héritiers les ont déclarés.
Outre les biais légaux, la reconstitution patrimoniale pose certains problèmes relatifs à l’évaluation des biens. Deux difficultés peuvent se poser.
Selon le type d’opération, la valeur des biens est une valeur estimée ou de marché. Les déclarations étant réalisées dans un cadre fiscal, la différence de valeurs entre la valeur retenue par l’Enregistrement et celle ayant véritablement cours sur le marché peut être importante. Ainsi dans le cas des mutations à titre gratuit (successions et donations), on est face à une valeur fiscale généralement sous-estimée. Dans le cas des mutations à titre onéreux (achat, vente, échanges), il s’agit d’une valeur de marché.
Afin de comparer les différents montants selon les générations, il est parfois nécessaire de déflater les valeurs obtenues en fonction de l’évolution d’une part de l’indice général des prix et d’autre part du prix des biens eux-mêmes.
Bilan des données collectées
Nous disposions au départ de 1 602 mentions individuelles relevées dans les Tables de successions et absences. Un même individu pouvant donner lieu à plusieurs « lignes » – notamment lorsqu’il est propriétaire de biens immobiliers dispersés et donc relevant de bureaux de l’Enregistrement différents –, ces 1 602 mentions correspondent en fait à 1 347 individus.
Les TRA de Loire-Inférieure versus France : la représentativité des données
Nous comparons ici les chiffres obtenus à partir de l’ensemble des successions TRA relevées dans le département de Loire-Inférieure aux statistiques disponibles pour la France entière. Les données successorales ont été actualisées à partir des indices du coût de la vie dont la base de référence xxe siècle, à partir de l’Annuaire Statistique de la France de 1966 et pour le xxe siècle, à l’aide des statistiques recensées par Thomas Piketty (2001).
Au xxe siècle, pour la période 1840-1849, la proportion de défunts solvables selon l’Annuaire est de 54,6 %, leur succession moyenne étant de l’ordre de 100 000 francs 2000. Pour la période correspondante, la proportion de défunts solvables en Loire-Inférieure est de 56,8 % et ceux-ci laissent en moyenne environ 88 000 francs 2000. Le taux de recouvrement entre la moyenne de notre échantillon et la moyenne nationale est de 0,88 [12].
On notera par ailleurs à partir de l’Annuaire Statistique de 1966 que le paysage est totalement différent entre Paris et le reste de la France : en effet, le nombre de défunts parisiens laissant un legs était seulement de 27 % mais ces derniers transmettaient en moyenne près de 1 000 000 de francs 2000, soit plus de dix fois le montant du legs moyen observé dans le reste de la France.
Pour le xxe siècle, nous avons utilisé les statistiques des successions de l’administration fiscale concernant la période 1902-1994 recensée par Piketty (2001) [13]. Sur la période 1902-1913, la succession moyenne pour la France entière (y compris Paris) est de 282 500 francs 2000 et sur la période 1925-1938 de 124 600 francs. Ces montants sont très supérieurs à ceux observés dans notre échantillon (respectivement 60 200 francs 2000 et 45 000 francs) [14].
 
Successions et héritages entre 1800 et 1939
 
 
Dans cette section, nous présentons les données issues des Tables de successions et absences (TSA) et des Registres des mutations par décès (RMD) concernant les familles TRA de Loire-Inférieure.
Les successions : description statistique des Tables de successions et absences
Les tableaux 1 à 4 présentent les caractéristiques des successions à partir des Tables de successions et absences. Les tableaux 1a et 1b décrivent le nombre de défunts laissant une succession au cours des différentes périodes ainsi que les successions moyennes correspondantes pour l’ensemble de la population des TRA de Loire-Inférieure et pour la sous-population des défunts adultes (décédés au-delà de 20 ans). Figure également l’indice d’inégalité de Gini pour les différentes périodes [15].
Globalement, sur la période 1800-1939, 4 défunts sur 10 laissent une succession. Cette proportion était plus importante au début du xixe siècle (51,6 %) et après la Première Guerre mondiale (48 %). Pendant la seconde moitié du xixe siècle, moins d’un tiers des défunts (environ 30 %) léguait un patrimoine [16].
Si l’on considère uniquement les défunts adultes, le nombre de léguants est plus important, mais suit la même évolution. Globalement près d’un défunt sur deux laisse quelque chose après sa mort ; ils étaient près de 60 % durant la première moitié du xixe, seulement 40,8 % à la fin de ce siècle, et un peu plus de 1 sur 2 après la Première Guerre mondiale.
Si l’on considère la totalité de la période, la succession moyenne était d’environ 50 000 francs 2000 pour l’ensemble des défunts et de plus de 70 000 francs 2000 pour les seuls adultes. L’évolution des moyennes sur la période est plus délicate à commenter car très sensible aux valeurs extrêmes. Ainsi le montant plus élevé observé entre 1875 et 1900 est essentiellement dû à la présence d’une très grosse succession, d’un montant de plus de 8 000 000 francs 2000 (tableau 2). Aussi est-il préférable de raisonner sur les valeurs médianes. Celles-ci n’ont un sens que pour les défunts solvables – c’est à dire ceux qui laissent une succession – puisqu’en général moins de 50 % des défunts transmettent un patrimoine.
L’examen des valeurs médianes pour les défunts solvables du tableau 2 permet de mettre en évidence une croissance des montants laissés au cours du xixe siècle, surtout après 1875 : la succession médiane était de 12 000 francs 2000 au début du siècle et près de 38 000 francs à la veille du xxe siècle. La succession médiane après 1900 se situe aux environs de 33 000 francs. Au moins jusqu’en 1925, on constate donc que le nombre de successions diminue mais que leur montant médian augmente. On transmet moins souvent mais plus. Si l’on ne retient que les défunts solvables adultes, la médiane est globalement supérieure de 25 % par rapport à celle calculée sur l’ensemble des défunts ; elle se monte à 25 000 francs environ.
L’examen des indices de Gini (tableaux 1a et 1b) montre qu’il y a une très forte inégalité des montants transmis : sur l’ensemble de la période, le Gini est de 0,93 (0,91 pour les adultes). Période par période, il oscille entre 0,84 (resp. 0,83) pour la période la plus récente et 0,96 (resp. 0,94) pour la fin du xixe. Parmi les transmetteurs (tableau 2), l’inégalité est toujours importante : l’indice de Gini atteint 0,82. Selon les périodes, il varie de 0,68 (1925-1939) à 0,88 (1875-1899).
Pour affiner notre analyse descriptive, nous avons procédé à une segmentation par code socioprofessionnel (Tableau 3a). Six catégories ont été retenues [17] : agriculteurs (33,8 % de l’échantillon pour lequel on dispose d’une indication d’activité), ouvriers y compris personnel de maison (12,2 %), statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur, etc.) (10 %), patrons de l’industrie et du commerce y compris profession libérale (11,9 %), secteur public (7,1 %), rentiers et sans profession (24,9 %). On constate que près des trois quarts des agriculteurs sont solvables alors que seulement un cinquième des ouvriers laisse une succession. Autres résultats, un patron sur deux lègue une fortune ainsi que deux rentiers sur cinq [18]. Même si l’examen des moyennes est sujet à caution étant donnée la nature de notre échantillon, on notera néanmoins la faiblesse du montant moyen des successions ouvrières, celui élevé des patrons de l’industrie et du commerce et dans une moindre mesure des « rentiers et sans profession ». Enfin, l’inégalité (indice de Gini) des montants transmis est importante quel que soit le code socioprofessionnel, se situant entre 0,87 pour les ouvriers et 0,95 pour les rentiers et les agriculteurs.
La relation entre l’âge au décès et la présence d’une succession montre que la proportion de solvables augmente avec l’âge (Tableau 3b). Cette relation positive se traduit également au niveau des montants moyens : insignifiant chez les moins de 25 ans (697 francs), la succession moyenne dépasse 80 000 francs après 60 ans. Cette relation demande cependant à être précisée à partir d’une analyse économétrique menée « toutes choses égales par ailleurs ». En effet, cet effet brut positif de l’âge au décès sur le montant de patrimoine légué pourrait n’être que la traduction d’une différence d’espérance de vie selon la catégorie sociale : si les ouvriers meurent plus tôt, seules les catégories aisées survivent après un certain âge, laissant de fait des successions plus importantes. Enfin, on notera que les montants transmis sont très inégalitaires quel que soit l’âge du défunt (entre 0,88 et 0,96).
Les successions : analyse économétrique des déterminants
Le tableau 4 présente les résultats d’une analyse économétrique de la présence ou non d’une succession ainsi que des montants transmis. Pour expliquer la présence d’une succession, nous avons eu recours à des modèles Probit. Dans le cadre de l’étude sur les montants, le nombre de cas d’insolvables étant important, le modèle d’estimation utilisé est un modèle Tobit, qui permet de tenir compte des distributions aléatoires tronquées (Greene, 2000). Dans cette dernière estimation, les effets des variables combinent simultanément les influences sur l’existence d’une succession et de son montant.
L’estimation a été conduite sur deux échantillons. Le premier concerne l’ensemble des défunts (956 observations exploitables) ; le second ne retient que les fils adultes pour lesquels nous disposons le cas échéant du nombre d’enfants (respectivement 331 observations). La variable expliquée a été exprimée en logarithme [19].
L’effet d’âge ceteris paribus révèle un effet de cycle de vie avec une croissance du montant légué jusqu’à 80 ans et une décroissance ensuite. Dans une société sans système de retraite, les individus essentiellement indépendants sont incités à travailler jusqu’à un âge avancé et consomment ensuite leur patrimoine ou alternativement le « donnent » à leurs enfants contre une rente privée (Arrondel et Grange, 2003).
L’analyse économétrique des effets du code socioprofessionnel confirme dans une certaine mesure les effets bruts. Ce sont les agriculteurs, et dans une moindre mesure les patrons et les rentiers qui lèguent le plus souvent (Probit) et le plus (Tobit). Inversement, les ouvriers et les statuts intermédiaires sont moins souvent solvables et le cas échéant lèguent des montants moindres. Par ailleurs, on constate que les défunts mariés ou divorcés lèguent davantage que les autres états matrimoniaux.
Deux résultats complémentaires : tout d’abord, on observe que les successions « rurales » sont plus importantes que les successions urbaines (toutes choses étant égales) ; ensuite on constate une décroissance des montants légués dans la période du premier quart du xxe siècle. Cette diminution s’explique vraisemblablement par les cours bas des obligations et des actions à la fin de cette période (Michalet, 1968), ou encore celle des revenus locatifs pour les propriétaires-bailleurs.
Les mêmes régressions estimées sur l’échantillon des hommes adultes (âgés de plus de 20 ans) aboutissent à des conclusions proches. Néanmoins l’effet du nombre d’enfants sur le montant légué ou sur l’existence d’une succession n’est pas significatif. On ne peut donc conclure à la présence d’un motif de transmission au sein de cette population.
Les héritages : description statistique des Registres de mutations par décès
Le tableau 5 décrit la distribution des montants d’héritage mesurés pour la population des seuls héritiers. Ces statistiques ont été calculées à partir des Registres des mutations par décès (voir supra). Les montants ont été, comme pour les successions, actualisés à partir des taux d’inflation et sont exprimés en francs 2000. Globalement, sur toute la période considérée, l’héritier moyen reçoit près de 30 000 francs, l’héritier médian un peu plus de 4 000 francs. La distribution des héritages est très inégalitaire puisque les indices de Gini (non indiqués dans le tableau 5) se situent tous aux alentours de 0,85. Le plus riche héritier dispose quant à lui de plus de 3 000 000 de francs. L’évolution sur la période est moins sujette à caution si l’on raisonne à partir des médianes, et conforte les résultats obtenus sur les moyennes.
Si l’on croise les montants hérités et le code socioprofessionnel du défunt (tableau 6), on observe que ce sont les fils de rentiers et de patrons qui reçoivent le plus (respectivement 93 000 francs et 63 000 francs). À l’autre extrême, les fils d’ouvriers et les paysans héritent de moins de 10 000 francs chacun.
 
Les pratiques de transmission en Loire-Inférieure au xixe siècle
 
 
Pour mener à bien le test de ces modèles, nous avons sélectionné un échantillon sur lequel nous disposions d’informations patrimoniales sur le père et l’enfant, essentiellement, pour étudier la relation entre patrimoine hérité et patrimoine transmis.
L’échantillon retenu
Un travail de reconstitution généalogique a permis de dessiner 289 arbres d’au moins 3 personnes. Ces 289 arbres rassemblent 4 521 personnages, hommes et femmes, TRA et non-TRA. Parmi les 1 347 individus pour lesquels nous détenons des informations patrimoniales, 1 084 ont pu être identifiés et « positionnés » dans les arbres généalogiques. Une codification a été élaborée qui précise pour chaque individu présent dans l’arbre, sa génération par rapport à l’ancêtre fondateur, son sexe, le nombre total d’enfants dans la fratrie et le rang de naissance.
Notre objectif était donc de reconstituer une population de « couples » père-enfant. Pour cela, nous sommes partis du fichier rassemblant l’ensemble des 1 084 individus pour lesquels nous disposions d’une information sur la présence ou non d’une succession (mentionnée dans les Tables de successions et absences) et identifiés dans les généalogies. Il s’agit des individus ego pour lesquels nous avons dû : 1) identifier le père et 2) chercher pour celui-ci les données successorales.
L’identification des pères d’ego a été menée à partir des généalogies reconstituées. Pour les fondateurs de lignée, les informations relatives au père sont manquantes. Par ailleurs, dans le cas de migrations, même si nous connaissons l’identité du père, les données successorales le concernant sont absentes puisque conservées hors du département. Sur les 1 084 défunts répertoriés, nous avons reconstitué 641 « couples » père-enfant. Parmi ces binômes, nous avons éliminé les défunts qui étaient décédés avant leur père (58 cas), morts trop jeunes (134 cas avant 6 ans) ou pour lesquels nous ne disposions pas de la date de naissance (28 cas). Enfin, nous avons dû éliminer les cas d’enfants décédés après 1938 pour lesquels nous ne disposions pas des données successorales. Au total, notre population finale rassemble 314 « couples » père-enfant.
Représentativité des données
Comparons à présent les résultats obtenus à partir des données des binômes « père-enfant » aux données de l’ensemble des défunts TRA du département.
Le tableau 7 recense le nombre de successions et d’héritiers au sein de notre population de binômes. Près des deux tiers (61,8 %) des pères laissent une succession alors que, sur l’ensemble de la population du département, le chiffre était inférieur (48,6 %). Cette différence s’explique par le fait que nos binômes rassemblent une population ayant systématiquement des enfants, donc peut-être plus incitée à laisser un héritage.
Ce constat est vérifié au niveau des montants transmis puisqu’en moyenne, nos pères transmettent près de 113 000 francs alors que la succession moyenne de l’ensemble des défunts est de 70 750 francs.
Autre résultat cohérent : dans le cas des binômes, plus de la moitié des enfants ont un père qui leur a transmis des biens (55,1 %) alors que pour l’ensemble des héritiers cette proportion n’est que de 43 %.
En résumé, l’échantillon retenu des binômes père-enfant concerne une population plus riche que la population totale du département.
Une forte influence du patrimoine hérité
Le tableau 8 rassemble les résultats concernant l’existence d’une succession au sein de cette population. Le tableau 9 s’intéresse au montant transmis. La différence entre les coefficients estimés nous permet d’apprécier les effets spécifiques sur la détention et sur les montants. Les variables explicatives comprennent l’héritage reçu du père (en logarithme [20]), l’âge et son carré [21], la catégorie sociale, le sexe du défunt, la situation matrimoniale et la période. Pour le sous-échantillon des hommes adultes, le nombre d’enfants est également inclus.
Les régressions (1) des tableaux 8 et 9 sont estimées sur l’ensemble de notre échantillon de binômes (298 observations). Les régressions (2) sont restreintes à la population adulte. Enfin les régressions (3) s’intéressent aux hommes adultes.
Les probabilités de laisser une succession
À partir du tableau 8, il est possible de calculer des probabilités estimées de l’existence ou non d’une succession en fonction des valeurs des différentes variables. On se contentera ici de présenter celles concernant l’échantillon des hommes adultes. Ainsi lorsque l’on a hérité d’un montant double de celui de l’héritier moyen, on a deux fois plus de chance de laisser une succession qu’un autre individu n’ayant rien reçu (46 % versus 90 %). L’effet d’âge sur la probabilité est concave avec un maximum autour de 66 ans : par exemple un individu qui meurt à 40 ans a 57 % de chance de laisser une succession, à 60 ans cette probabilité atteint 83 %, enfin à 80 ans, elle n’est plus que de 75 %. On constate également un effet important des codes socioprofessionnels sur l’existence d’une succession : aux deux extrêmes elle est de 90 % pour les agriculteurs, les agents de l’État et les rentiers mais seulement de 25 % pour les ouvriers. Enfin, les défunts sans enfant ne laissent une succession que dans 4 cas sur 10. Le chiffre dépasse 90 % pour les défunts ayant deux enfants.
Les déterminants des montants légués
Le tableau 9 indique les résultats concernant les déterminants des montants des successions. Ces régressions montrent que l’héritage reçu du père est un déterminant important du montant transmis. L’élasticité [22] du legs par rapport à l’héritage reçu se situe entre 0,40 (régression 2) et 0,50 (régression 3) : en d’autres termes, si j’ai hérité deux fois plus que la moyenne des héritiers, je transmettrai à mes enfants de 40 à 50 % de plus que la moyenne de mes congénères.
Les études analogues qui mesurent l’influence du patrimoine hérité sur les successions sont rares. Hamermesh et Menchik (1987) estiment une équation de richesse de parents fortunés (supérieure à 40 000 $) et celle de leurs enfants à partir des données successorales d’un échantillon de défunts du Connecticut, décédés durant la période 1930-1940. Les informations concernant les enfants sont issues de la même base pour ceux d’entre eux morts dans le même État à la fin 1976. Leur étude est fondée finalement sur l’observation d’un échantillon de 190 paires parent-enfant. Ils obtiennent une élasticité du patrimoine transmis par rapport à l’héritage reçu se situant entre 0,35 et 0,55 suivant la spécification économétrique retenue. Pour la France, la seule étude disponible est celle d’Arrondel et de Masson (1991) sur des données françaises contemporaines de 1975. Sur une population spécifique d’individus héritiers non agriculteurs, ils obtiennent des mesures se situant entre 0,35 et 0,60. Tous ces résultats tendent à montrer le caractère spécifique du patrimoine reçu sur le patrimoine légué.
Concernant la catégorie sociale, on observe assez logiquement que ce sont les agriculteurs, les professions liées au service de l’État et les patrons (régressions 1 et 2) et les rentiers (régression 3) qui laissent les plus grosses successions. À l’opposé, on trouve les ouvriers et les statuts intermédiaires (régressions 1, 2 et 3).
Autre effet, on note une variation des montants selon les périodes. Toutes choses égales d’ailleurs, c’est avant 1875 qu’ils sont les plus importants. Inversement, ils sont plus faibles entre 1875 et 1900 et après 1925.
Les effets d’âge n’apparaissent vraiment significatifs que dans la régression 3 (hommes adultes). On obtient un effet de cycle de vie très significatif avec un maximum aux alentours de 66 ans. Par ailleurs, sur ce même échantillon, le nombre d’enfants jusqu’à deux a un effet positif sur le montant du patrimoine transmis ; il n’a plus d’effet au-delà.
Bilan et comparaison avec des données contemporaines
Les résultats sur l’échantillon des hommes adultes sont les plus lisibles à la lumière des modèles théoriques. On note tout d’abord un fort effet rétrospectif à travers l’influence du patrimoine reçu. Cet effet peut aussi être le signe d’un mécanisme de réciprocité indirecte où l’on rembourse à ses enfants la dette contractée de ses parents. L’effet du nombre d’enfants révèle un motif de transmission qui diminue cependant au fur et à mesure que la descendance augmente : l’effet du coût des enfants l’emporte sur l’effet motivation à transmettre. L’effet de cycle de vie montre une désaccumulation aux âges élevés : celle-ci peut soit être interprétée comme un effet de cycle de vie (les parents consomment leur patrimoine), soit traduit les pratiques de donations aux enfants courantes au xixe siècle. Dans ce dernier cas, on donnerait son patrimoine à ses enfants en échange d’une pension alimentaire durant la retraite (Arrondel et Grange, 2003).
Ces différents effets doivent néanmoins tenir compte aussi des caractéristiques de notre échantillon à dominante rurale : les effets concernant la classe sociale montrent que ces transmissions se font principalement chez les agriculteurs, les rentiers et les agents de l’ État.
Une comparaison avec des données actuelles permet autant que faire se peut de répondre à la question du caractère a-historique ou non des logiques de transmission. C’est ce que nous avons fait en partie en comparant nos résultats aux élasticités issues des données successorales de 1975 qui aboutissaient à des mesures proches. Il est également possible de le faire plus précisément (même spécification économétrique) avec les données de l’enquête « Patrimoine 1997 » de l’Insee. Elles concernent malheureusement uniquement le patrimoine en fin de vie d’individus encore vivants, mais dont on connaît le montant du patrimoine hérité. En procédant à la même régression sur la population des hommes de plus de 60 ans, on obtient une élasticité du legs par rapport au patrimoine hérité de 0,08, soit un chiffre plus faible que sur les données du xixe. L’effet de la catégorie sociale montre que ce sont aujourd’hui les professions libérales et les cadres qui détiennent le plus de patrimoine à la veille de la retraite. Les rentiers, les agriculteurs et les indépendants ont une position médiane. Enfin, le nombre d’enfants, jusqu’à trois, a un effet positif [23]. Bien que ces résultats demandent à être confirmés sur des données successorales, on note néanmoins une baisse marquée de l’héritage sur le patrimoine détenu en fin de vie et un changement de positions sur l’échiquier social : les agriculteurs se sont relativement appauvris, les cadres se sont enrichis.
 
Conclusion
 
 
Rares sont les études empiriques sur les comportements de transmission appuyées sur des données historiques se référant à des périodes où l’État intervenait peu dans la politique familiale et où les institutions bancaires et assurancielles étaient moins développées qu’aujourd’hui.
L’objet précis de cet article consistait à décrire et à exploiter une base de données historiques constituée de généalogies patrimoniales couvrant le xixe et la première moitié du xxe siècle. Le corpus de données a été élaboré à partir des familles issues de l’enquête « 3 000 familles », résidant au cours des xixe et xxe siècles dans le département de Loire-Inférieure. Les données patrimoniales ont été relevées dans les archives de l’Enregistrement (Tables de successions et absences, Registre des mutations au décès). La reconstitution de généalogies a permis de construire un échantillon de binômes père-enfant pour lesquels nous disposions de données successorales.
Les équations de succession estimées sur cet échantillon de couples père-enfant ont permis de tester certaines hypothèses théoriques concernant les comportements de transmission. Cette étude empirique a révélé le caractère rétrospectif des legs, soit la forte influence du patrimoine hérité sur le patrimoine transmis : un défunt ayant hérité deux fois plus que la moyenne des héritiers lèguera de 40 à 50 % de plus que la moyenne des défunts de sa génération. Autre résultat qui concerne l’effet de l’âge sur le montant transmis : on note une décroissance des legs au-delà de 66 ans qui signale une « consommation » du patrimoine au cours de la vieillesse. Cette désaccumulation traduit soit le besoin de financement de sa retraite, soit l’existence de donations à ses enfants en contre-partie d’une prise en charge matérielle. Enfin, on a noté l’influence positive d’une descendance limitée (2 enfants) sur le montant transmis, révélant l’existence d’un motif de transmission au xixe siècle.
Au-delà de son intérêt académique, ce travail à la fois historique et économique est susceptible d’éclairer plusieurs questions de politique publique concernant les comportements patrimoniaux des ménages. Ainsi, à une période où l’on parle de réforme du système de retraite, où l’on s’interroge sur le financement des dépenses de santé lié à la dépendance des personnes âgées et où plus généralement on remet en cause le principe de l’État Providence, il nous semble particulièrement utile de s’interroger sur les logiques et les pratiques d’accumulation sur des marchés imparfaits et incomplets ou encore sur les mécanismes privés de solidarité familiale qui pourraient venir se substituer ou s’ajouter à ceux du système public. Les débats sur la réforme de l’État Providence ont en effet souvent trop tendance à ignorer ou à sous-estimer le rôle joué par la famille (Arrondel et Masson, 1999).

Annexe


Tab. 1a
Successions entre 1800 et 1939 pour les individus solvables et insolvables
IMGIMGAnnée du décès Nombre d’observations...IMGIMF
Année du décès Nombre d’observations Proportion de défunts laissant une succession (%) Succession moyenne Indice de Gini Avant 1825 190 51,6 34 935 0,89 1825-1849 195 46,7 41 028 0,91 1850-1874 256 32,0 23 356 0,92 1875-1899 181 31,0 110 292 0,96 1900-1924 206 36,0 55 184 0,93 1925-1939 112 48,0 39 928 0,84 Total (solvables et non solvables) 1 145 40,1 49 276 0,93 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 1b
Successions entre 1800 et 1939 pour les individus adultes solvables et insolvables adultes (>=20 ans)
IMGIMGAnnée du décès Nombre d’observations...IMGIMF
Année du décès Nombre d’observations Proportion de défunts laissant une succession (%) Succession moyenne Indice de Gini Avant 1825 83 57,8 52 879 0,89 1825-1849 111 56,8 61 945 0,91 1850-1874 141 48,9 39 875 0,88 1875-1899 125 40,8 159 375 0,94 1900-1924 169 42,6 60 205 0,91 1925-1939 99 51,5 44 940 0,83 Total (solvables et non solvables) 728 48,6 70 749 0,91 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 2
Successions entre 1800 et 1939 pour les individus solvables
IMGIMGNombre d’observations Succession Moy...IMGIMF
Nombre d’observations Succession Moyenne Écart-type Médiane Quintile 3 Décile 9 Maximum Gini Avant 1825 98 67 731 185 945 12 219 40 526 1 598 662 0,80 1825-1849 91 87 917 267 450 16 500 46 919 2 131 758 0,81 1850-1874 83 72 038 163 337 17 058 63 140 904 650 0,78 1875-1899 57 350 272 1 195 065 37 774 124 987 8 054 804 0,88 1900-1924 75 152 006 367 778 32 376 84 660 2 174 055 0,79 1925-1939 54 83 334 136 695 32 377 82 394 641 861 0,68 Total solvables 459 123 060 482 657 19 800 71 338 214 191 8 054 804 0,82 Total solvables adultes >=20 ans 354 145 470 543 481 24 726 75 225 287 621 8 054 804 0,82 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 3a
Successions selon le code socio-professionnel entre 1800 et 1939
IMGIMGCode socio-professionnel de l’hériti...IMGIMF
Code socio-professionnel de l’héritier Nombre d’observations Distribution pour les professions indiquées (%) Proportion de défunts laissant une succession (%) Succession moyenne Indice de Gini Agriculteurs 247 33,8 71,0 34 115 0,95 Ouvriers (y. c. personnel de maison) 89 12,2 19,0 4 965 0,87 Statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur…) 73 10,0 29,0 6 353 0,93 Patrons de l’industrie et du commerce (y. c. profession libérale) 87 11,9 53,0 220 080 0,91 Secteur public 52 7,1 37,0 14 126 0,90 Rentiers et sans profession 182 24,9 41,0 108 443 0,95 Non indiqué ou sans objet 415 26,0 18 002 0,73 Ensemble 1 145 730 40,1 49 276 0,93 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 3b
Successions selon l’âge du défunt. Décès compris entre 1800 et 1939
IMGIMGÂge du défunt Nombre d’observations ...IMGIMF
Âge du défunt Nombre d’observations Proportion de défunts laissant une succession Succession moyenne Indice de Gini 6-24 ans 76 6,6% 697 0,96 25-44 ans 128 28,1% 24 347 0,91 45-59 ans 177 46,3% 42 429 0,88 60-69 ans 166 56,0% 83 262 0,95 70-79 ans 124 45,2% 96 347 0,88 >=80 ans 153 53,6% 83 327 0,92 Ensemble 824 43,0% 59 705 0,92 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique


Tab. 4
Équations de succession
IMGIMGSuccession du défunt Succession des ...IMGIMF
Succession du défunt Succession des fils adultes Modèle Probit 1 Modèle Tobit 1 Modèle Probit 2 Modèle Tobit 2 Variables Coefficient t-stat Coefficient t-stat Coefficient t-stat Coefficient t-stat Âge <25 ans (Ref.) 0,000 0,000 25-44 ans 0,266 1,524 2,373 1,892 0,000 0,000 45-59 ans 0,432 2,354 3,721 2,857 0,480 1,138 2,486 1,871 60-69 ans 0,201 1,020 1,769 1,253 0,332 0,722 1,641 1,088 70-79 ans 0,395 2,102 3,353 2,500 0,438 1,070 2,857 1,941 >=80 ans 0,083 0,347 0,806 0,464 -0,423 -0,841 -3,179 -1,412 Non indiqué 0,596 3,215 4,338 3,300 Sexe (homme) -0,089 -0,912 -0,460 -0,678 Situation matrimoniale au décès Célibataire (Ref.) 0,000 0,000 0,000 0,000 Marié ou divorcé 0,387 2,807 2,824 2,909 -0,108 -0,261 -0,789 -0,482 Veuf 0,065 0,403 0,708 0,619 -0,636 -1,236 -3,868 -1,893 Non indiqué -0,382 -2,426 -2,881 -2,548 -1,062 -2,113 -6,807 -3,332 Code socio-professionnel Agriculteurs (Ref.) 0,000 0,000 Ouvriers (y. c. personnel de maison) -1,249 -6,701 -9,414 -6,834 -1,466 -3,273 -9,698 -5,231 Statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur…) -0,886 -4,583 -6,193 -4,369 -1,082 -2,442 -6,789 -3,827 Patrons de l’industrie et du commerce (y. c. profession libérale) -0,234 -1,350 -0,588 -0,496 -0,237 -0,175 -0,216 -0,149 Secteur public -0,652 -3,065 -4,357 -2,845 -0,761 -1,522 -4,767 -2,284 Rentiers et sans profession -0,514 -3,509 -2,321 -2,297 -0,134 -0,791 1,063 0,628 Non indiqué -0,701 -4,996 -4,377 -4,551 -1,129 -2,092 -6,576 -2,938 Nombre d’enfants Pas d’enfant (ref.) 0,000 0,000 Un enfant 0,229 0,531 1,808 0,983 Deux enfants 0,102 0,264 1,639 0,873 Trois enfants 0,292 0,585 1,280 0,854 Quatre enfants et plus 0,149 0,321 0,656 0,477 Période Avant 1850 (Ref.) 0,000 0,000 0,000 0,000 1850-1874 0,070 0,505 0,469 0,494 -0,011 -0,048 0,176 0,110 1875-1899 -0,083 -0,605 -0,697 -0,737 -0,230 -0,581 -1,647 -1,148 1900-1924 -0,446 -2,983 -2,939 -2,783 -0,801 -1,756 -4,396 -2,803 1925-1939 -0,227 -1,610 -1,463 -1,467 -0,255 -0,593 -1,432 -0,998 Arrondissement Nantes (Ref.) 0,000 0,000 0,000 0,000 Saint-Nazaire 0,426 4,014 3,113 4,107 0,569 1,627 3,696 3,161 Chateaubriand 0,521 3,642 3,517 3,583 0,755 1,600 4,109 2,648 Ancenis 0,545 2,914 4,313 3,423 0,732 1,586 5,189 2,996 Non indiqué -0,714 -3,008 -6,223 -3,487 -0,445 -0,785 -2,864 -1,114 Constante -0,032 -0,146 0,234 0,150 0,430 0,893 4,427 2,005 Nombre d’observations 956 956 331 331 Log-vraisemblance -661,5 -1930,9 -229,1 -686,7 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 5
Héritage entre 1800 et 1939
IMGIMGAnnée du décès Nombre d’observations...IMGIMF
Année du décès Nombre d’observations Montant de l’héritage Moyenne Écart-type Médiane Quintile 3 Décile 9 Maximum Avant 1825 303 22 213 69 600 4 403 11 625 37 588 522 261 1825-1849 272 32 144 97 755 6 151 17 406 46 141 799 409 1850-1874 434 18 310 82 610 2 885 11 774 28 132 1 295 860 1875-1899 406 38 773 191 592 4 792 15 867 45 146 3 252 709 1900-1924 321 45 125 125 344 4 745 17 126 97 373 1 090 617 1925-1939 213 20 294 85 665 3 096 14 246 37 613 1 155 405 Ensemble des héritiers 1949 29 743 121 297 4 160 14 053 44 590 3 252 709 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique Note : Les montants sont exprimés en Francs 2000.


Tab. 6
Héritage selon le code socio-professionnel entre 1800 et 1939
IMGIMGCode socio-professionnel du défunt N...IMGIMF
Code socio-professionnel du défunt Nombre d’observations Distribution pour les professions indiquées Héritage moyen Agriculteurs 335 47,9% 9 267 Ouvriers (y. c. personnel de maison) 60 8,6% 8 011 Statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur…) 49 7,0% 16 761 Patrons de l’industrie et du commerce (y. c. profession libérale) 83 11,9% 63 445 Secteur public 61 8,7% 31 297 Rentiers et sans profession 112 16,0% 93 848 Non indiqué 1249 28 725 Ensemble 1949 700 29 743 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique


Tab. 7
Nombre de successions et d’héritages entre 1800 et 1939
IMGIMGAnnée du décès de l’enfant Nombre d’...IMGIMF
Année du décès de l’enfant Nombre d’observations Proportion de pères laissant une succession % Proportion d’enfants héritiers % Avant 1850 50 76,0 58,0 1850-1874 63 76,2 66,7 1875-1899 57 66,7 61,4 1900-1924 88 50,0 48,9 1925-1939 56 46,4 42,9 Ensemble 314 61,8 55,1 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique L’échantillon est constitué des 314 paires père-enfant


Tab. 8
Existence d’une succession (modèles probit)
IMGIMGPopulation totale Population adulte ...IMGIMF
Population totale Population adulte Population des hommes adultes Variables Coefficient t-stat Coefficient t-stat Coefficient t-stat Héritage reçu (en logarithme) 0,100*** 5,00 0,096*** 4,63 0,131*** 3,74 Âge(10-1) 0,139 0,57 0,527 1,42 1,712** 2,41 Âge2(10-2) -0,009 -0,41 -0,041 -1,27 -0,133** -2,17 Code socio-professionnel Agriculteurs (Ref.) Ouvriers (y. c. personnel de maison) -1,789*** -4,94 -1,900*** -4,99 -1,983*** -3,40 Statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur…) -1,114*** -3,66 -1,1558*** -3,75 -1,578*** -3,40 Patrons de l’industrie et du commerce (y. c. profession libérale) -0,861*** -2,90 -0,837*** -2,81 -1,275*** -3,27 Secteur public -0,693 -1,32 -0,602 -1,13 -0,817 -1,22 Rentiers et sans profession -0,766*** -2,97 -0,866*** -3,19 -0,562 -1,13 Non indiqué -0,873*** -2,87 -0,812** -2,49 -1,343** -2,24 Sexe (homme) 0,087 0,47 -0,027 -0,13 Situation matrimoniale au décès Célibataire (Ref.) Marié ou divorcé 0,149 0,57 0,069 0,25 -0,502 -1,00 Veuf -0,231 -0,79 -0,292 -0,97 -1,334** -2,22 Non indiqué -0,002 -0,01 -0,285 -0,63 -0,495 -0,57 Nombre d’enfants Pas d’enfant (Ref.) Un enfant 0,941 1,54 Deux enfants 1,318** 2,21 Trois enfants -0,209 -0,43 Quatre enfants et plus -0,223 -0,49 Période du décès Avant 1850 (Ref.) 1850-1874 -0,457 -1,45 -0,273 -0,81 -1,478** -2,35 1875-1899 -0,702** -2,11 -0,647* -1,84 -1,947*** -3,00 1900-1924 -0,541* -1,69 -0,375 -1,13 -1,248** -2,04 1925-1939 -0,662* -1,94 -0,516 -1,47 -1,693*** -2,55 Constante 0,536 0,88 -0,528 -0,53 -2,637 -1,39 Nombre d’observations 298 280 158 Nombre de successions 186 174 103 Pseudo-R2 0,257 0,267 0,405 Chi2 102,0 97,4 82,2 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique *** Coefficients significatifs au seuil de 1% ** Coefficients significatifs au seuil de 5% * Coefficients significatifs au seuil de 10%


Tab. 9
Équation de patrimoine au décès (modèles tobit)
IMGIMGSuccession de l’enfant (en logarithm...IMGIMF
Succession de l’enfant (en logarithme) Population totale Population adulte Population des hommes adultes Variables Coefficient t-stat Coefficient t-stat Coefficient t-stat Héritage reçu (en logarithme) 0,567*** 5,880 0,533*** 5,300 0,582*** 4,56 Âge(10-1) 1,048 0,900 2,777 1,540 6,248** 2,49 Âge2(10-2) -0,066 -0,600 -0,213 -1,350 -0,470** -2,17 Code socio-professionnel Agriculteur (Ref.) Ouvriers (y. c. personnel de maison) -10,116*** -5,280 -11,225*** -5,420 -9,337*** -4,20 Statut intermédiaire entre le salariat et le patronat (cordonnier, maçon, rémouleur…) -5,543*** -3,590 -5,994*** -3,750 -8,018*** -4,36 Patrons de l’industrie et du commerce (y. c. profession libérale) -2,826** -2,000 -2,806* -1,930 -3,867*** -2,68 Secteur public -2,629 -1,020 -2,397 -0,920 -3,227 -1,22 Rentiers et sans profession -3,114** -2,490 -3,373*** -2,560 -2,453 -1,27 Non indiqué -3,359** -2,250 -3,105* -1,900 -5,328*** -2,17 Sexe (homme) 0,255 0,290 -0,083 -0,090 Situation matrimoniale au décès Célibataire (Ref.) Marié ou divorcé 0,693 0,560 0,334 0,250 -2,282 -1,25 Veuf -1,325 -0,930 -1,665 -1,110 -6,193*** -2,78 Non indiqué -1,342 -0,710 -2,647 -1,190 -2,879 -0,99 Nombre d’enfants Pas d’enfant (Ref.) Un enfant 4,598** 2,13 Deux enfants 4,532** 2,21 Trois enfants -0,656 -0,37 Quatre enfants et plus -1,181 -0,74 Période du décès Avant 1850 (Ref.) 1850-1874 -2,187 -1,540 -1,459 -0,950 -5,293*** -2,79 1875-1899 -3,332** -2,240 -2,871* -1,810 -6,773*** -3,46 1900-1924 -2,738* -1,890 -2,061 -1,340 -4,068** -2,19 1925-1939 -3,267** -2,120 -2,691* -1,670 -6,006*** -2,96 Constante 3,464 1,190 -1,008 -0,210 -6,653 -0,99 Nombre d’observations 298 280 157 Pseudo-R2 0,073 0,074 0,115 Chi2 110,0 105,5 93,7 Source : Enquête TRA et Archives départementales de Loire-Atlantique *** Coefficients significatifs au seuil de 1% ** Coefficients significatifs au seuil de 5% * Coefficients significatifs au seuil de 10%

 
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·  Piketty, T. (2001), Les Hauts revenus en France au xxe siècle – Inégalités et redistribution, 1901-1998, Paris, Grasset.
 
NOTES
 
[1]Les auteurs tiennent à remercier Noël Bonneuil et Pierre-Cyrille Hautcœur pour leur lecture attentive. Alexandra Duda et Robert Guimon ont grandement participé à la collecte et l’élaboration de la base de données. Qu’ils trouvent ici l’expression de notre gratitude. Cette recherche a bénéficié du soutien financier du CNRS (programme Aide à Projets Nouveaux 1998 et « Aspects patrimoniaux des transformations de la famille ») et de la CNAF (programme « La parenté comme lieu des solidarités »). Ce travail a été développé dans le cadre des actions scientifiques de la MSH Ange Guépin de Nantes.
[2]L’effet d’éviction traduit le fait que les transferts de l’État sont substituables aux transferts privés : si les transferts publics vers la génération des enfants augmentent, ils diminueront simultanément dans la sphère privée (et réciproquement).
[3]Pour une présentation plus exhaustive, voir A. Masson, P. Pestieau, 1997.
[4]Le degré d’engagement de chaque enfant dépendra des caractéristiques (ressources, catégorie sociale, etc.) de chacun d’eux. Ainsi, il est possible que celui qui a une bonne situation s’engage moins qu’un autre plus mal loti car le coût en termes monétaires des services rendus à ses parents est pour lui plus élevé (on dit que son coût d’opportunité est plus important).
[5]La sélection adverse traduit le fait que ce sont les individus les plus exposés au risque qui s’assurent : en d’autres termes les individus auront d’autant plus tendance à s’assurer sur la vie qu’ils anticipent de vivre longtemps.
[6]Ce modèle d’altruisme est utilisé également pour expliquer les comportements de fécondité. Selon l’arbitrage quantité-qualité privilégié par cette théorie, il lie positivement le nombre d’enfants au niveau de revenu des parents. Cette hypothèse est cependant controversée pour le xixe siècle (Brézis, 2002).
[7]Les lignées reconstituées comprennent non pas uniquement les couples « souches » de l’échantillon 3 000 familles et leurs descendants mais toutes les autres familles TRA du département (Arrondel et Grange, 2003). Jacques Dupâquier avait lui bien distingué le corpus des TRA de l’échantillon des TRA (Dupâquier, Kessler, 1992). Le corpus rassemblait l’ensemble des couples TRA relevés dans les tables décennales au niveau national entre 1803 et 1832 et c’était au sein de ce corpus de 7 500 mariages que les 3 000 couples constituant l’échantillon ont été tirés. Dans le cas de notre recherche, nous avons travaillé sur l’ensemble des couples TRA de Loire-Inférieure, sans distinction.
[8]Nous disposions au départ des données collectées dans le cadre de l’enquête 3 000 familles: il s’agissait d’une part des données démographiques recueillies par le Laboratoire de Démographie Historique de l’EHESS, et d’autre part des données patrimoniales rassemblées par le Centre d’Étude et de Recherche sur l’Épargne, le Patrimoine et les Inégalités (CEREPI-CNRS), puis par le Laboratoire d’Économie Appliquée (LEA-INRA). Il a cependant été nécessaire de les compléter.
[9]Nous avons disposé d’une dérogation autorisant la consultation des archives de l’Enregistrement jusqu’en 1938.
[10]Ceci permet, en utilisant les critères déterminés par l’administration de l’Enregistrement elle-même, d’estimer la valeur de ces biens.
[11]Une description exhaustive des problèmes liés à l’utilisation des archives successorales de l’Enregistrement est donnée par Adeline Daumard (1973, 3-114).
[12]Nos chiffres sont comparables à ceux de Bourdieu et al. (2002) qui reposent sur l’exploitation d’un échantillon TRA concernant plusieurs départements français (Calvados, Côte-d’Or, Creuse, Eure, Indre-et-Loire, Nord, Sarthe et Paris). Sur la même période 1840-1849, ils obtiennent un taux de recouvrement de 0,86 par rapport aux données nationales, le montant recensé dans l’Annuaire étant supérieur.
[13]Voir tableau J-1 dans l’ouvrage de Piketty (2001, 765).
[14]La base de données actuelle la plus comparable à notre échantillon est l’enquête « Patrimoine au décès » menée par l’INSEE en 1988 (Laferrère et Monteil, 1994). Selon cette source, l’Ouest est une des régions les plus pauvres, les défunts laissant en moyenne 360 000 francs alors que la moyenne nationale est de 493 000 francs. En Île-de-France, la succession moyenne est plus de deux fois supérieure, d’un montant de l’ordre de 796 000 francs. En ce qui concerne les héritages, le constat est le même : dans l’Ouest on reçoit, en moyenne, 103 000 francs alors qu’en Île-de-France, on hérite de 3 fois plus (292 000 francs).
[15]L’indicateur de Gini mesure le degré d’inégalité d’une distribution. Il est borné entre 0 et 1 : une valeur proche de 0 signifie que tous les individus possèdent le même montant de patrimoine, (tout le monde se situe à la moyenne). Une valeur proche de 1 signifie que la distribution est très inégalitaire, c’est-à-dire que peu d’individus possèdent une part importante du patrimoine global.
[16]Sur la période récente, en 1984, 49 % de défunts déclaraient une succession à la Direction Générale des Impôts. Les transmetteurs représentaient 60 % des défunts dix ans plus tard (Accardo, 1997).
[17]Nous nous sommes inspirés de la nomenclature établie par Georges Dupeux et Jacqueline Herpin dans le cadre de leur étude sur les fortunes bordelaises au xixe siècle (cf. Daumard, 1973, 432-435).
[18]Alors que par définition cette catégorie rassemble des individus disposant d’un capital transmissible, la faible proportion de défunts laissant une succession s’explique par la construction même de ce groupe qui outre les rentiers comprend des individus pour lesquels seule une indication « sans profession » a pu être relevée.
[19]Le logarithme permet de diminuer les problèmes d’hétéroscédasticité (Greene, 2000).
[20]L’utilisation du logarithme du patrimoine hérité permet de mesurer directement l’élasticité du patrimoine transmis par rapport à la richesse héritée (note 22).
[21]L’âge est introduit sous forme quadratique (âge et âge au carré) pour mesurer la décroissance éventuelle du patrimoine transmis en fonction de la position dans le cycle de vie.
[22]Rappelons que l’élasticité – dont la valeur est toujours comprise entre 0 et 1 – mesure l’impact d’une variation de l’héritage reçu du père sur le montant de la fortune de l’enfant. Ainsi une valeur de l’élasticité de β, signifie qu’un individu qui a reçu un héritage 100 % supérieur à la moyenne des héritiers (soit deux fois l’héritage moyen) lèguera une richesse de β *100 % supérieure à la moyenne des montants transmis.
[23]Les résultats de cette régression sont disponibles auprès des auteurs.
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