Le choix de départ à la retraite est un bon exemple de décision marquée par une forte irréversibilité. Ainsi, dans le contexte institutionnel français, le passage à la retraite implique généralement un retrait définitif du marché du travail. En effet, la liquidation des droits à l’assurance vieillesse requiert, pour le Régime Général comme pour les régimes complémentaires, la cessation de l’activité professionnelle en cours (cf. encadré 1). Si, dans le Régime Général, le salarié garde la possibilité de retravailler ultérieurement chez un autre employeur, cette situation est peu fréquente compte tenu des difficultés actuelles d’insertion des travailleurs âgés sur le marché du travail [1]. Enfin, la reprise d’emploi postérieurement à la liquidation n’ouvre aucun droit à pension supplémentaire.

Même dans des pays tels que les États-Unis où le cumul emploi-retraite est davantage envisageable, les personnes sont faiblement incitées à reprendre (ou conserver) un emploi à temps plein après la liquidation de leur pension, ce qui confère à la décision de départ un caractère largement irréversible. En effet, si la liquidation des droits à pension au titre de la Social Security [2] ne s’accompagne d’aucune obligation de cessation d’activité, le montant de la pension est modulé en fonction des revenus salariaux du cumulant : tant que ses revenus d’activité n’excèdent pas un plafond (dont le montant annuel en 1999 était de 10 080 $), l’individu ne subit aucune réduction de sa pension. En revanche, la part de ses revenus salariaux qui excède ce plafond est taxée à hauteur de 50 % s’il a moins de 65 ans [3]. Dans la mesure où le niveau de la pension (avant taxe) est déterminé de façon actuarielle (baisse de 6,7% par année manquant pour atteindre l’âge de 65 ans), le gain à cumuler emploi et retraite pour un individu taxé est faible [4]. De fait, les situations de cumul concernent essentiellement les personnes qui reprennent une activité à temps partiel postérieurement à la liquidation (Stock et Wise, 1990).

Considérer le départ à la retraite comme un retrait irréversible du marché du travail a une implication importante sur le comportement des salariés quand l’environnement est incertain : l’incapacité à revenir ultérieurement sur sa décision accroît l’impact des choix présents sur le bien-être futur et devrait inciter à différer plus fréquemment la décision de liquidation. En effet, l’attente est davantage valorisée en ce qu’elle permet de mettre à profit les événements favorables (hausse des salaires ou baisse de la désutilité du travail rendant plus profitable le maintien sur le marché du travail) tandis que les événements défavorables peuvent être partiellement auto-assurés par un retrait futur de l’activité (Bommier et alii, 2001). L’irréversibilité de la liquidation des droits à pension donne ainsi une valeur à l’attente, d’autant plus importante que l’incertitude est forte.

L’objectif de cet article est de mettre en évidence les conséquences de l’irréversibilité sur les décisions d’activité après 60 ans en environnement incertain. On cherche ainsi à évaluer la valeur d’option liée à l’irréversibilité du départ à la retraite, en comparant la valeur liée au maintien sur le marché du travail à 60 ans selon que la liquidation des droits est irréversible ou non. Dans l’hypothèse où le système de retraite serait purement actuariel, on compare la distribution des taux d’activité entre 60 et 64 ans avec ou sans irréversiblité, selon divers degrés d’incertitude sur l’environnement économique. Enfin, on analyse l’effet de l’incertitude sur la décision de liquidation avec les barèmes actuels pour les salariés du Régime Général.

On privilégie pour cela un modèle dynamique de choix discrets dans lequel la cessation d’activité et la liquidation des droits à pension s’opèrent simultanément. Cette modélisation, centrée sur l’offre de travail, ne prend qu’indirectement en compte les contraintes d’emploi des travailleurs âgés : alors que celles-ci sont partiellement intégrées dans l’hypothèse d’irréversibilité du retrait du marché du travail suite à la liquidation de la pension, elles sont en revanche négligées dans la modélisation des fins de carrière.

Le choix de lier cessation d’activité et liquidation des droits mérite d’être discuté. En effet, dans le cas français, un retrait du marché du travail dans les années qui précèdent le départ à la retraite est fréquent : l’analyse des trajectoires de fin de carrière montre que parmi les salariés du secteur privé encore actifs à 55 ans et appartenant aux générations les plus récemment parties à la retraite, moins de la moitié transitent directement de l’emploi à la retraite (Colin et alii, 2000 ; Burricand et Roth, 2000). Pour les autres, le versement des prestations d’assurance vieillesse est le plus souvent précédé de périodes de chômage indemnisé ou de préretraite (en général financées par l’État ou l’UNEDIC). L’existence d’un intervalle entre cessation d’activité et départ à la retraite traduit essentiellement ici les difficultés rencontrées par les salariés âgés sur le marché du travail, ce que confirme au demeurant le comportement des fonctionnaires qui ne sont pas soumis à ce risque de fin de carrière : dans l’immense majorité des cas, la cessation d’activité précède immédiatement la liquidation des droits [5]. La prise en compte de retraits anticipés du marché du travail compliquerait toutefois fortement la modélisation et est de ce fait exclue ici. En effet, il serait nécessaire de modéliser explicitement les états de préretraite et de chômage qui ont des caractéristiques « hybrides » du point de vue de l’arbitrage consommation/loisir : d’une part, ils permettent une consommation supplémentaire de loisir à l’instar des situations de pure inactivité; d’autre part, sur le plan des droits à retraite, ils s’apparentent largement à des périodes d’activité, en procurant aux salariés un revenu de remplacement qui permet l’acquisition de droits à pension.

Un traitement rigoureux des choix de départ à la retraite en présence d’irréversibilité et d’incertitude nous conduit par ailleurs à privilégier une approche en termes de valorisation d’option issue des méthodes de programmation dynamique. Notre approche diffère donc de celle de Stock et Wise (1990) qui supposent la cessation d’activité irréversible mais adoptent un critère simplifié pour le choix de départ à la retraite.

L’article est organisé de la façon suivante. Une première partie donne un bref aperçu des modèles théoriques de choix de départ à la retraite. Une deuxième partie explicite plus précisément la valeur d’option associée à l’irréversibilité du choix de départ en retraite. Enfin, une troisième partie cherche à apprécier l’importance empirique de cette valeur d’option à partir de simulations des choix d’activité après 60 ans, avec et sans irréversibilité, pour divers degrés d’incertitude. La sensibilité des résultats à la nature plus ou moins actuarielle des barèmes est ensuite analysée.

Une autre limite commune à la plupart des modèles existants est de supposer que l’individu est l’unité d’analyse pertinente. En théorie, la décision de départ à la retraite devrait s’analyser au niveau du ménage. Il est en effet vraisemblable que la liquidation des droits dépend étroitement de la situation professionnelle et des revenus du conjoint, notamment pour les femmes au foyer. Toutefois, introduire le conjoint complique considérablement la résolution numérique des modèles, ce qui explique que les études empiriques se concentrent généralement surles décisions des chefs de ménage.

Il existe une grande variété de modèles de départ à la retraite qui diffèrent principalement par la spécification des anticipations des agents concernant l’incertitude sur l’environnement, par le traitement de l’arbitrage consommation/épargne et par la nature de l’irréversibilité affectant la décision de départ à la retraite (disjonction ou non des décisions de cessation d’activité et de liquidation des pensions).

Un premier type de modèle (Crawford et Lilien, 1981; Burtless, 1986; Gustman et Steinmeier, 1986) suppose que les individus ont une information parfaite sur l’évolution future de leurs salaires et de leurs droits à pension. Les agents maximisent leur utilité sou s u ne contrainte budg étaire intertemporelle non-linéaire et déterminent simultanément le profil de consommation et l’âge de départ optimaux (la cessation d’activité et la liquidation des droits sont ici des décisions jointes). Un autre courant de recherche relâche l’hypothèse d’information parfaite sur les préférences ou les flux futurs de revenus. L’individu révise alors période après période ses anticipations en fonction des informations dont il dispose (cf. encadré 2).

Une partie des modèles estimés sur données américaines suppose que les individus peuvent liquider leur droits à pension (au titre de la Social Security notamment) tout en restant sur le marché du travail (Gustman-Steinmeier 1986, Rust-Phelan 1997). La liquidation des droits est modélisée comme une décision irréversible dans le sens où le montant de la pension est calculé une fois pour toutes sur la base des droits acquis au moment de la liquidation (la pension est ensuite maintenue constante en terme nominal). La cessation d’activité n’est en revanche pas imposée : les comportements d’offre de travail sont modélisés comme des transitions entre trois états discrets possibles (activité salariée à plein temps, activité à temps partiel et inactivité) et les revenus perçus sont la somme des salaires et, le cas échéant, des retraites versés parla Social Security et les fonds de pensions.

D’autres modèles supposent au contraire que la liquidation des droits à la retraite s’accompagne d’un retrait définitif du marché du travail (Stock-Wise 1990). Cessation d’activité et liquidation de la pension sont donc deux décisions simultanées modélisées comme un état « absorbant ». Cette représentation trouve sa justification dans le cas américain par la très faible proportion de gens qui retournent ou continuent à travailler dans la firme dans laquelle ils ont liquidé leurs droits à pension (même s’il n’est pas rare de poursuivre une activité à temps partiel tout en touchant une pension). Dans le cas français (Mahieu et Blanchet, 2001), cette hypothèse semble encore plus pertinente, les cumuls emploi-retraite étant rares.

Comme l’a montré la théorie des options réelles app liquée au choix d’investissement, l’irréversibilité conduit en environnement incertain à valoriser davantage l’attente car celle-ci laisse ouverte la possibilité de mieux tirer parti des informations nouvelles que l’avenir apporte : le rendement requis pour investir s’accroît donc en présence d’irréversibilité (Dixit-Pindyck, 1994). Cette valorisation de l’attente se retrouve également lorsque la liquidation des droits est un choix irréversible tant du point de vue du calcul de la pension que du retrait du marché du travail. En effet, en différant sa cessation d’activité, l’individu conserve l’option de rester ultérieurement sur le marché du travail, au cas où l’évolution de l’environnement économique (choc favorable sur le salaire notamment) ou de ses préférences (valorisation plus forte de la consommation relativement au temps disponible) rendrait la poursuite de l’activité plus attractive. Le gain à rester intègre en fait ici les deux effets favorables de la poursuite de l’activité : le premier en termes de revenu perçu ; le second en termes d’accroissement des droits à pension.

Le modèle de programmation dynamique de Rust-Phelan s e p lace dan s un contexte d’irréversibilité partielle puisque l’irréversibilité ne porte que sur la décision de liquidation et non sur la cessation d’activité. Pour sa part, le modèle de Stock et Wise (1990), qui considère l’irréversibilité du double point de vue de la liquidation des droits et de la cessation d’activité ne peut fournir une évaluation satisfaisante de la valeur d’option liée à l’irréversibilité. En effet, ce modèle propose une résolution simplifiée de la modélisation dynamique du comportement en substituant aux équations de Bellman un critère de maximisation des utilités espérées qui conduit à sous-estimer la valeur d’option. Ce critère implique que l’individu évalue, à la date i=0, l’utilité que lui procure en espérance le départ à chaque date i>0, conditionnellement à ses anticipations à la date i=0 concernant les réalisations futures des variables d’état. Il prend la décision de différer son départ si la valeur maximale de ces espérances excède l’utilité à partir immédiatement (Cazals, 1994). Cette modélisation est restrictive car elle revient à supposer que l’individu ignore, en i=0, qu’aux dates ultérieures (i>0) il sera amené à réviser ses anticipations en fonction de l’information qu’il aura reçue entre les deux dates et qu’il évaluera donc différemment le gain à différer son départ. Ce critère élimine ainsi les stratégies contingentes à la réalisation de certains événements futurs, ce qui a pour conséquence de sous-estimer la valeur de l’attente (c'est-à-dire le gain à rester sur le marché du travail) (Bommier et alii, 2000).

L’écriture des équations de Bellman permet en revanche d’expliciter le gain lié à l’attente en présence d’irréversibilité. Pour évaluer la valeur d’option induite par la double irréversibilité de la liquidation des droits et de la cessation d’activité, il est nécessaire de comparer la valeur à différer la liquidation sous cette hypothèse avec celle obtenue en l’absence d’irréversibilité.

On suppose, pour simplifier, que le nombre d’heures de travail fournies avant la retraite est fixé de façon institutionnelle et correspond à une activité à temps plein. Pour évaluer la désutilité du travail, on utilise la normalisation B L( ) =-ξ et B L_r ( ) =0 où L et L_{r WW} désignent respectivement les niveaux de loisir quand l’individu travaille et quand il est à la retraite. Le paramètre ξ, supposé indépendant du temps [6], fournit une mesure de la préférence pour le loisir de l’individu.

On suppose ici, à l’instar de Stock-Wise (1990) ou Rust-Phelan (1997), qu’il n’y a pas de lissage intertemporel de la consommation (le revenu est donc intégralement consommé) et on considère une utilité dérivée de la consommation de type CRRA. La fonction d’utilité instantanée s’écrit donc :

où Y est le revenu, γ l’aversion relative pour le risque, A une variable dummy égale à 1 si l’individu reste sur le marché du travail etξ le paramètre de désutilité du travail (ou de préférence pour le loisir).

À la date t, le revenu Y_t est constitué d’un revenu exogène supposé constant Y et d’un revenu ₀ « d’activité » égal au salaire, si l’individu occupe un emploi, au montant de la pension si l’individu est à la retraite :

où d_t est la décision d’activité ( )d w t = ou d’inactivité (d r t = ) que l’individu prend à la date t, s_t un ensemble de variables d’état qui comprend notamment les caractéristiques de l’individu à la date t susceptibles d’influer sur le niveau de sa pension ou de son salaire (expérience, nombre de trimestres validés à l’assurance vieillesse, carrière passée...).

Le programme général de maximisation s’écrit :

Pour évaluer le gain pour l’individu à rester sur le marché du travail en t, on peut considérer successivement la valeur associée à la décision de différer son départ à la retraiteV s t wI t ( , ) et la valeur associée à la liquidation immédiate des droits à pension [7] V s t r t ( , ). Dans ce cas :

I

La première fonction s’écrit :

où E est l’opérateur d’espérance et β un facteur d’actualisation.

La seconde fonction s’écrit plus simplement du fait de l’irréversibilité de la décision de départ à la retraite :

Le gain que l’individu trouve à continuer à travailler à la date t plutôt qu’à liquider s’écrit donc :

soit :

Cette expression peut se décomposer en deux termes :

Le premier terme :

mesure le gain du décalage d’un an exactement de l’âge de liquidation. Ce terme est la somme des gains courants liés à la non liquidation (salaire plus élevé que la retraite mais renoncement au temps disponible) et des gains futurs en termes de pension liés au report d’un an de l’âge de liquidation.

Le second terme :

mesure la valeur liée à la possibilité, en cas de report aujourd’hui, dedifférer de nouveau la liquidation à la période suivante si cela s’avère optimal.

Cette dernière valeur intègre a priori deux compo san tes que l’o n n e peut séparer analytiquement :

Cette décomposition implicite entre partie déterministe et partie liée à l’incertitude est présente dans la plupart des modèles d’option réelle dès lors que la composante déterministe du paramètre d’intérêt évolue au cours du temps. Ainsi, dans le modèle le plus simple d’investissement avec coûts fixes irrécupérables et profits incertains, le rendement escompté du projet suit un mouvement brownien géométrique de la forme

où σ dw sont des chocs infinitésimaux, normaux et indépendants, de variance σ2 dt, qui perturbent continûment l’évolution tendancielleμ dt du revenu. Si le projet d’investissement a un coût fixe F irrécupérable dont la valeur n’évolue pas au cours du temps, la résolution du modèle en l’absence d’incertitude conduit à une date optimale déterministe d’investissement qui peut être largement postérieure à la date courante. En présence d’incertitude, la valeur liée à la non réalisation immédiate du pro jet peut être largement supérieure : l’attente a valeur d’option puisque chaque instant écoulé apporte des informations nouvelles sur la profitabilité espérée du projet (Dixit-Pindyck, 1994 ; Bourdieu et alii, 1997).

Dans le même ordre d’idée, Magnac-Thesmar (1999) modélisent le choix de quitter le système éducatif comme une décision irréversible. Comme toute année d’étude supplémentaire permet d’accroître le niveau de formation et donc d’escompter une insertion plus facile sur le marché du travail et des salaires plus élevés, il existe, en l’absence d’incertitude, une durée d’études optimale (effet déterministe). L’incertitude renforce l’attrait de la prolongation des études : en retardant la sortie du système éducatif, l’individu garde l’option de prolonger ultérieurement ses études si l’évolution de lasituation sur le marché du travail le rend profitable.

La valeur associée à la liquidation immédiate des droits à pension s’écrit désormais :

Le gain que l’individu trouve à continuer à travailler à la date t plutôt qu’à liquider s’écrit donc :

Dans ce cas, la distinction entre gain du report à un an et gain au delà n’est plus pertinente, l’individu pouvant à chaque période reconsidérer ses choix.

La comparaison du gain au report entre les situations d’irréversibilité et d’absence d’irréversibilité fournit une mesure de la valeur d’option. Celle-ci s’écrit :

Cette valeur est clairement positive. En effet l’irréversibilité confère un surcroît de valeur au maintien sur le marché du travail dans la mesure où seul celui-ci laisse ouvert l’ensemble des choix. Dans le cas où la décision n’est pas irréversible, ce gain est moindre puisque la possibilité de reconsidérer sa décision à la période suivante ne dépend plus du choix d’avoir ou non liquidé à la période précédente (ce qui se traduit par la présence du troisième terme dans la formule).

L es simulations son t menées pou r des carrières-types à partir d’un modèle calibré. En effet, il est difficile d’estimer structurellement ce type de modèle sur données réelles, notamment dans le cas français. Pour la France, le seul fichier susceptible d’être utilisé est l’échantillon inter-régimes (EIR) de la DREES (Ministère de l’Emploi et de la Solidarité) qui permet de connaître le montant des pensions versées en 1997 à un échantillon d’individus nés entre 1906 et 1942 ainsi que la séquence de leurs salaires depuis 1985 (dans l’hypothèse où ils étaient encore actifs). Compte tenu de la très forte concentration des comportements de liquidation à l’âge d’obtention du taux plein, il est toutefois difficile d’inférer, à partir de ces données, une estimation robuste des paramètres structurels de la fonction d’utilité (préférence pour le loisir, aversion pour le risque notamment) [8]. Les simulations sont donc effectués ici sur un échantillon « ad-hoc » permettant de recréer une certaine diversité en termes de durée d’activité et de profils de salaires. Les préférences des agents sont pour leur part calibrées et sont supposées identiques pour tous les individus.

où w désigne le salaire net mensuel, X un vecteur de _ii variables explicatives comprenant l’âge de fin d’études a, l’expérience professionnelle ex et son _ii carré, ainsi que le produit des variables âge de fin d’études et expérience professionnelle (afin de rendre compte du caractère plus pentu des carrières requérant des qualifications élevées).

Les estimations portent sur les hommes salariés du secteur privé, âgés de 25 à 59 ans (cf. tableau 1).

Tableau 1
paramètres de l’équation de salaires

À partir de ce profil moyen, on cherche à recréer une hétérogénéité des carrières. La différence relative entre le salaire effectif w_it et le profil moyen exp[ $]w X it it = β est supposée suivre un processus AR(1), dans la lignée de Lillard-Willis (1978) :

où ε_it est un bruit blanc centré réduit et 0 1< <ρ.

Les paramètres σ et ρ ne sont pas estimés mais calibrés de façon à générer, dans le compte central, une mobilité assez forte : ρ = 0,7 et σ = 0,2 (graphique 1). Au delà de 60 ans, on suppose que les salaires restent constants en termes réels.

Pour permettre de mieux isoler l’effet carrière dans l’analyse des résultats, on a choisi de ne pas introduire d’hétérogénéité dans la mortalité. On suppose donc que tous les individus se fondent sur la table de mortalité moyenne de la population observée sur la période 1994-1996.

Les valeurs des paramètres de la fonction d’utilité sont choisis de façon à générer, avec les barèmes actuels, des taux d’activité entre 60 et 65 ans assez proches des valeurs actuellement observées. Le calibrage retenu est le suivant :

Pour chaque âge d’entrée sur le marché du travail, on simule la décision de départ en retraite sur 1000 individus (l’échantillon global comprend donc 4000 personnes). Dans la mesure où l’on souhaite évaluer l’effet de l’irréversibilité, il est nécessaire d’envisager le cas « polaire » où la décision de liquidation ne serait pas irréversible : l’individu pourrait retourner ultérieurement sur le marché du travail, renoncer temporairement à sa pension et continuer à accumuler des droits. Un tel système pourrait être assez aisément envisagé dans un pur système de retraites à contributions définies, la règle d’évolution à chaque période du capital-retraite, et donc des droits à pension, dépendant de façon simple de la décision d’activité. En revanche, sa mise en oeuvre serait délicate avec les règles actuelles du Régime Général dans la mesure où elles n’obéissent pas à une logique actuarielle. De ce fait, pour illustrer notre propos, on a préféré se placer dans l’hypothèse (peu réaliste aujourd’hui pour une large partie des droits à pension) où le système de retraite est un pur système à cotisations définies dans lequel les individus ne peuvent liquider leurs droits qu’entre 60 et 65 ans (cf. encadré 3).

L’aléa sur le salaire perçu en cas de poursuite de l’activité professionnelle peut être une autre source de valorisation de l’attente. Si les évolutions salariales sont très volatiles, le taux de remplacement que l’individu peut anticiper à l’avenir est également entaché d’une forte incertitude. L’individu peut alors trouver intérêt à attendre pour tirer profit d’une éventuelle évolution favorable de sa rémunération. Une telle éventualité aurait un impact à la fois sur son revenu d’activité et sur sa pension future positivement corrélée, via les barèmes, au taux de salaire.

Dans les simulations présentées par la suite, seul l’effet de l’incertitude sur la valorisation future du loisir par rapport au revenu est analysé. Les résultats ne seraient toutefois pas sensiblement différents si l’aléa portait sur le salaire perçu en cas de poursuite de l’activité professionnelle.^.

oùθ est laprobabilité que l’individu reste en t+1 dans l’état qu’il occupe à la période t.

On effectue trois types de simulation correspondant à des degrés croissants d’incertitude :

La résolution du programme d’optimisation s’effectue de la façon suivante : à partir des probabilités de transition conditionnelles, on calcule, pour tout âge t compris entre 60 et 64, la fonction valeur en résolvant récursivement à partir de la dernière période (ici 64 ans) les équations de Bellman. A 64 ans, la résolution est immédiate en ce qu’il n’y a plus d’incertitude sur les réalisations futures des variables d’état. A cette date, la décision de liquider ou de rester sur le marché du travail est déterminée simplement par la comparaison de la somme actualisée des utilités en cas de liquidation immédiate et en cas de liquidation à 65 ans. La fonction valeur à 64 ans est alors égale à la somme actualisée des utilités correspondant à cette décision optimale. Cette fonction valeur sert ensuite d’input pour résoudre l’équation de Bellman à 63 ans et en déduire la fonction valeur à cet âge, et ainsi de suite.

En présence d’incertitude, l’effet de l’irréversibilité sur les taux d’activité aux âges élevés est contrasté selon l’âge. L’irréversibilité du départ à la retraite incite en effet les individus à rester plus fréquemment sur le marché du travail au début de la période au cours de laquelle la liquidation est possible (60 ans ici) car tout départ les prive de la possibilité de retourner sur le marché du travail s’ils y trouvaient avantage ultérieurement : le taux d’activité à 60 ans des salariés entrés sur la marché du travail à 20 ans passe de 11% à 37% en présence d’irréversibilité, lorsque la préférence pour le loisir peut varier de 0,03 point autour de sa moyenne. En revanche, à mesure que l’âge s’accroît, les taux d’activité deviennent sensiblement plus faibles qu’en l’absence d’irréversibilité puisque, dans ce dernier cas, les individus qui y trouvent avantage reviennent travailler : à 64 ans, plus de 20% des salariés entrés sur le marché du travail à 20 ans sont en activité (graphique 3a).

La comparaison des taux d’activité, selon divers degrés d’incertitude sur la préférence pour le loisir, est délicate. En effet, l’écart entre les distributions peut intégrer deux phénomènes : d’une part, à caractéristiques identiques, les individus vont modifier leurs décisions suite à la modification de leurs anticipations; d’autre part, l’introduction d’un aléa modifie les caractéristiques des agents d’une simulation à l’autre.

Globalement, on observe une croissance des écarts entre taux d’activité quand l’incertitude s’accroît (graphique 3b). Ce résultat semble intuitif : en présence d’irréversibilité, la valeur à ne pas liquider à 60 ans est d’autant plus élevée que l’incertitude est forte. Au delà de cet âge, l’accroissement de l’incertitude se traduit par une hausse des taux d’activité dans les deux situations : en présence d’irréversibilité, les individus restent plus longtemps sur le marché du travail pour laisser ouvert l’ensemble des possibles ; en l’absence d’irréversibilité, ils reviennent plus souvent en cas de chocs défavorables sur la préférence pour le loisir car le niveau de celle-ci est alors plus faible (0,06 contre 0,09).

La prédiction relative au report de la décision de départ à la retraite, en présence d’irréversibilité, apparaît peu sensible à la valeur des paramètres (cf. tableau 2). Quelle que soit la variante envisagée, l’irréversibilité du départ à la retraite induit des taux d’activité sensiblement plus élevés à 60 ans. En revanche, dans les deux variantes, les taux d’activité avec et sans irréversibilité sont plus élevés que dans la situation de référence (le taux de remplacement cible s’accroît) [11].

Tableau 2
sensibilité des simulations aux valeurs des paramètres

Pour illustrer cette idée, on modifie la règle de calcul des pensions en supposant que celles-ci sont déterminées par les règles du Régime Général pour la pension CNAV et les règles des régimes complémentaires pour les pensions ARRCO et AGIRC (cf. encadré 4). Les simulations ne sont effectuées que dans l’hypothèse où la liquidation des droits est irréversible.

Avec les règles actuelles, quel que soit l’âge de fin d’études, moins de 8% des individus modifient leur âge de liquidation quand la préférence pour le loisir varie de 0,03 point autour de sa moyenne (par rapport à la situation où ils anticipent que leur préférence pour le loisir va rester constante). Cette proportion est sensiblement plus forte avec un barème actuariellement neutre, notamment pour les individus entrés tardivement sur le marché du travail : elle est supérieureà 20% (resp. 35%) pourles individus entrés sur le marché du travail à 20 ans (resp. 23 ans) (graphique 5).

Ce moindre effet de l’incertitude s’explique par le poids déterminant des barèmes sur la décision de liquidation, avec les règles actuelles :

La variation des taux d’activité lorsque l’incertitude s’accroît est donc moindre avec les règles actuelles (graphiques 6a et 6b).

Il est difficile de savoir comment l’introduction d’épargne dans le modèle affecterait les résultats. En présence d’épargne, les chocs sur l’arbitrage travail/loisir ne se répercutent plus intégralement sur la consommation puisque l’individu peut prélever une partie de son patrimoine pour financer sa conso mmation. Il est do nc moins in cité qu’auparavant à différer son départ pour se couvrir contre l’aléa affectant ses préférences. A contrario, le patrimoine est lui-même composé d’actifs risqués. En présence d’incertitude, demeurer sur le marché du travail permet de s’autoassurer à la fois contre le risque d’une baisse de la désutilitédu travail et contre un choc négatif sur le rendement de l’actif risqué, préjudiciable à la consommation (Bodie, Merton, Samuelson, 1992). Au total, on ne sait pas a priori si introduire de l’épargne conduirait les individus à différer leur départ à la retraite plus ou moins que dans nos simulations.

Par ailleurs, en présence d’irréversibilité, les taux d’activité tendent à s’accroître à mesure que l’incertitude augmente. Toutefois, l’effet que l’on peut escompter d’un accroissement de l’incertitude dépend fortement de la nature des barèmes de retraite. S’il est assez important avec des barèmes purements actuariels, il est moins sensible avec les règles actuelles qui contraignent fortement les choix individuels. En tout état de cause, une estimation de l’importance de l’irréversibilité sur les comportements réels nécessiterait de connaître précisément l’hétérogénéité des préférences des agents et la façon dont se forment leurs anticipations.

D’autres sources d’aléas pourraient être envisagées : incertitude sur le salaire futur; aléa sur l’état de santé qui devient élevé à mesure que l’âge s’accroît. La prise en compte d’un aléa sur les salaires futurs conduit à des résultats sensiblement équivalents à ceux obtenus avec une incertitude sur la préférence pour le loisir. Pour pouvoir évaluer l’importance du risq ue de santé su r les comportements, il serait en revanche nécessaire de recourir à une modélisation plus sophistiquée dans laquelle l’âge de liquidation et le profil intertemporel de consommation sont déterminés simultanément. En effet, pour que les risques de mortalité ou de besoins financiers accrus en fin de vie (consécutifs à un état de dépendance par exemple) incitent les individus à travailler plus longtemps, il est nécessaire que ceux-ci puissent conserver une partie du capital accumulé pour se couvrir contre le risque de vivre longtemps ou de devoir financer des dépenses de santé importantes en fin de vie.