Economie & prévision
La Doc. française
I.S.B.N.sans
250 pages
p. 193 à 213
doi: en cours
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n° 160-161 2003/4
Un outil de prospective des retraites : le modèle de microsimulation Destinie
José Bardaji [(*)] Béatrice Sédillot [(*)] Emmanuelle Walraet [(*)]
La forte croissance du nombre de retraités dans les années à venir pose la question de la soutenabilité financière à long
terme des régimes de retraite. Pour garantir l’équilibre des régimes de retraite, plusieurs réformes ont été adoptées ces
dernières années. Le modèle de microsimulation Destinie de l’Insee est un outil privilégié pour évaluer l’impact de ces
réformes sur les comportements d’activité et le niveau des pensions. L’article présente l’architecture d’ensemble du
modèle puis décrit l’évolution de la situation des retraités du secteur privé simulée par le modèle avec les règles
actuelles : âges de liquidation, durées validées, pension moyenne... Les conséquences de la réforme de 1993 et de
l’adoption d’une indexation des pensions sur les prix sont ensuite analysées. Mots-clés :
système de retraite, microsimulation, comportements d’activité .
The number of retired people is set to rise sharply, raising the question of the long-term financial sustainability of the pension
system. Several reforms have been introduced in recent years to keep the system in balance. Insee’s Destinie microsimulation
model is used to evaluate the impact of these reforms on employment behaviour and pensions. The paper describes the model’s
overall architecture, then how the pension situation in the private sector will evolve, based on a simulation using the current rules
(liquidation ages, period of insurance, average pension, etc.). The consequences of the 1993 reform and the introduction of
index-linked pensions are then discussed. Keywords :
pension system, microsimulation, employment behaviour .
La forte croissance du nombre de retraités dans les années à venir pose la question de la soutenabilité
financière à long terme des régimes de retraite. Pour garantir l’équilibre des régimes de retraite,
plusieurs réformes ont été adoptées ces dernières années. Le modèle de microsimulation Destinie de
l’Insee est un outil privilégié pour évaluer l’impact de ces réformes sur les comportements d’activité et
le niveau des pensions. L’article présente l’architecture d’ensemble du modèle puis décrit l’évolution
de la situation des retraités du secteur privé simulée par le modèle avec les règles actuelles : âges de
liquidation, durées validées, pension moyenne... Les conséquences de la réforme de 1993 et de
l’adoption d’une indexation des pensions sur les prix sont ensuite analysées.
La forte croissance du nombre de retraités dans les
années à venir pose la question de la soutenabilité
financière à long terme des régimes de retraite. Le
vieillissement de la population française, déjà
amorcé depuis plusieurs décennies, sera accentué
par l’arrivée à l’âge de 60 ans des générations
nombreuses du baby-boom. À partir de 2006,
commenceront à partir à la retraite les générations
nées après 1945, beaucoup plus importantes en
nombre que les précédentes mais aussi beaucoup
moins fécondes qu’elles. Cet effet démographique
sera amplifié par la poursuite de l’allongement de
l’espérance de vie. En 2000, l’espérance de vie à 60
ans était de 20,2 ans pour les hommes et de 26,6 ans
pour les femmes. En 2035, elle pourrait s’élever à
25,3 ans pour les hommes et 30,4 ans pour les
femmes (Brutel, 2001).
Le rapport des personnes âgées de 60 ans et plus sur
celles de 20 à 59 ans, qui représente globalement le
nombre de retraités par actif potentiel devrait à terme
fortement augmenter. Ce ratio, égal à 38 %
aujourd’hui, pourrait, d’après les projections
démographiques, atteindre près de 54 % en 2020
et 78% en 2050. À cet effet démographique pourrait
s’ajouter un effet de structure : sous l’effet de
l’augmentation de l’activité féminine et de
l’amélioration des qualifications, la proportion de
personnes touchant de fortes retraites devrait
progresser.
Pour garantir la solidité des régimes de retraite,
plusieurs voies d’ajustement sont possibles : l’apport
de financements nouveaux, notamment par une
hausse des cotisations ; l’augmentation de l’âge
moyen de cessation d’activité, de façon à atténuer la
future hausse du ratio du nombre de retraités par
actif; la diminution du niveau des pensions servies.
Plusieurs pays ont déjà adopté des réformes visant à
réduire le montant des pensions ou à différer les
retraits d’activité. L’allongement de la durée de
cotisation en Espagne, le recul de l’âge normal de
départ à la retraite aux États-Unis et au Japon, les
modifications du mode de calcul des pensions ou des
règles d’in dex ation en Allemagne et au
Royaume-Uni en sont quelques exemples
(Blöndal-Scarpetta 1998).
En France, le gouvernement a mis en place ces
dernières années plusieurs mesures de rééquilibrage
pour les salariés du secteur privé. En particulier,
depuis une quinzaine d’années, le montant des
retraites et les salaires passés pris en compte dans le
calcul de la pension (“salaires portés au compte”)
sont revalorisés comme le prix et non indexés sur le
salaire moyen. Pour le régime général, la réforme de
1993 sur le mode de calcul des pensions accroît
progressivement la durée d’assurance requise pour
avoir le taux plein de 37,5 ans à 40 ans et allonge de
10 à 25 le nombre d’années de salaire prises en
compte dans le calcul du salaire de référence. La
dernière réforme des retraites, votée en juillet 2003,
prévoit de poursuivre l’allongement de la durée
d’activité en le couplant à un assouplissement des
barèmes autour du taux plein (loi Fillon du 21 août
2003).
De manière générale, les effets à attendre de
réformes des règles de calcul des pensions dépendent
fortement des modifications de comportements
d’activité qu’elles engendreront. C’est ce que
montrent les travaux de comparaison internationale
de Gruber et Wise (1997) : les comportements
d’activité sont très corrélés aux incitations associées
au barème de retraite. L’évaluation précise de
l’impact des barèmes sur les comportements reste
néanmoins une question difficile.
En projetant l’évolution à l’horizon 2040 d’un
échantillon représentatif de la population française,
le modèle de microsimulation Destinie de l’Insee est
un outil privilégié pour évaluer l’impact de réformes
des systèmes de retraites sur les comportements
d’activité et sur le niveau et la distribution des
pensions. L’approche individuelle du modèle permet
en effet d’étudier précisément la déformation des
distributions des durées validées au cours de la
carrière et de modéliser de façon fine les
comportements.
L’objet de cet article est de présenter l’architecture
d’ensemble du modèle de microsimulation
Destinie
[1] (première partie) et de décrire l’évolution
de la situation des retraités telle qu’elle est simulée
par le modèle avec les règles actuelles (deuxième
partie) : âges de liquidation, durées validées, pension
moyenne, taux de remplacement. Enfin, une
troisième partie étudie plus précisément les
conséquences de la réforme de 1993 et de l’adoption
d’une indexation des pensions sur les prix. Les
projections effectuées dans les deux dernières
parties portent exclusivement sur les salariés ayant
effectué toute leur carrière dans le secteur privé.
Le modèle de microsimulation dynamique Destinie
Le modèle Destinie (modèle Démographique,
Economique et Social de Trajectoires Individuelles
simulées) simule l’évolution d’une population de
près de 50 000 individus issus de l’enquête
Patrimoine 1998 de l’Insee jusqu’à l’horizon 2040,
par une combinaison de règles déterministes, de
tirages aléatoires et de fonctions de comportements.
Le modèle étant principalement construit pour
analyser l’évolution de la situation des retraités, une
attention particulière a été portée à la modélisation
des événements démographiques (naissances, décès,
unions, séparations) et aux carrières salariales
(niveau de salaire, passages éventuels par le
chômage ou l’inactivité). Le modèle permet ainsi de
simuler les retraites et d’analyser les effets
redistributifs (inter et intra générationnels) d’une
modification des règles des régimes de retraite ou
plus généralement de phénomènes structurels
marquants (croissance de l’espérance de vie, montée
de l’activité féminine, allongement de la durée des
études).
Les atouts d’un modèle de microsimulation de long
terme pour l’étude des retraites
Disposer d’instruments d’analyse au niveau
individuel est d’une grande utilité pour l’étude des
politiques sociales. Ainsi, les mesures de politique
fiscale ou sociale dans le domaine des retraites
n’affectent généralement pas la population de
manière uniforme. Il est donc nécessaire d’en
apprécier les effets redistributifs. Par exemple, les
modifications des conditions de liquidation des
pensions intervenues en 1993 ont une incidence
variable selon les profils de carrière passés (durée de
cotisation, niveau et évolution des salaires au cours
de la vie professionnelle).
Le détour par l’analyse microéconomique est
également nécessaire pour réaliser des projections
macroéconomiques pertinentes. En présence de
non-linéarités, l’impact macroéconomique de
modifications des politiques sociales dépend de la
disparité des situations individuelles. Par exemple,
une moindre pénalisation de la liquidation avant
l’obtention du taux plein (telle que suggérée dans les
projets de réforme récemment débattus) n’aura pas le
même effet sur les comportements de départ en
retraite selon que l’individu valorise fortement ou
modérément le loisir.
Enfin, les modèles de microsimulation dynamiques
sont des outils appropriés pour évaluer l’effet sur la
situation des retraités d’évolutions structurelles
telles que la croissance de l’espérance de vie, la
montée de l’activité féminine ou l’entrée plus tardive
des jeunes dans la vie active.
Les principales sources d’hétérogénéité
La modélisation des événements démographiques et
économiques se fait conditionnellement à un certain
nombre de variables. Dans Destinie, on a cherché à
conditionner les événements par des variables que
l’on peut connaître ou prévoir aisément. Le sexe et
l’âge sont de ce point de vue particulièrement
privilégiés. Toutefois, il est important d’analyser les
situations individuelles selon d’autres dimensions :
la composition familiale ou la qualification, par
exemple.
L’âge de fin d’études
Un choix essentiel qui a présidé à la construction de
Destinie a été d’analyser les dispersions
intra-générationnelles en privilégiant comme
principale échelle de différenciation sociale, l’âge de
fin d’études. Cette hypothèse est évidemment forte
puisqu’elle conduit à ignorer d’autres sources
d’hétérogénéité telles que la catégorie sociale, la
profession ou le diplôme
[2]. Elle se justifie toutefois
par un objectif de parcimonie et par le rôle central
que joue cette variable dans la détermination des
durées validées pour la retraite. Plus généralement,
les hypothèses d’évolution de l’âge moyen de fin
d’études ont l’avantage de pouvoir être aisément
explicitées et faire l’objet de variantes.
Conformément à ce qui est observé dans les enquêtes
Emploi de l’Insee, le modèle de microsimulation
reproduit une augmentation régulière de l’âge
moyen de fin d’études pour les générations nées
avant 1975. Pour les générations suivantes, le
scénario central retient l’hypothèse d’une
stabilisation aux alentours de 21 ans, cohérente avec
le tassement de l’espérance de scolarisation observé
depuis la fin des années 90 (graphique 1).
Graphique 1
âge moyen de fin d’études selon la
génération 
enquête patrimoine et modèle de microsimulation Destinie
de l’Insee.
Au sein d’une même génération, les individus se
répartissent autour de l’âge moyen de fin d’études,
en fonction de l’âge de fin d’études de leurs parents
(relativement à l’âge de fin d’études moyen de leurs
générations) et de leur sexe. L’âge de fin d’études
individuel est déterminé par l’équation suivante,
estimée à partir de l’enquête Jeunes et Carrières de
1997 :
où F désigne l’âge de fin d’études de l’individu, Fg
l’âge moyen de sa génération et 1 une indicatrice
Homme égale à 1 pour les hommes. L’âge de fin d’études des
femmes est en moyenne supérieur à celui des
hommes : 21,3 ans pour les femmes nées après 1975
contre 20,6 ans pour les hommes.
Le secteur d’activité
La population du modèle comprend des salariés du
privé, du public et des indépendants. Les profils de
carrières et les règles de retraite sont spécifiques à
chacun de ces secteurs. Dans chaque cas, les
individus sont assimilés à des unipensionnés,
c’est-à-dire que l’on suppose qu’ils ont effectué
toute leur carrière dans le même régime
[3]. Le secteur
d’activité d’un individu né en cours de simulation est
déterminé en deux étapes :
- dans une première étape, le fait de devenir indépendant plutôt que salarié est tiré au sort selon une probabilité p estimée, pour chaque sexe, à partir de l’enquête Patrimoine 1998, à l’aide d’un modèle logit faisant intervenir le secteur d’activité de chacun des parents (salarié ou indépendant) :
-
- avec :
-
- dans une deuxième étape, les salariés sont séparés entre salariés du privé (avec une probabilité q) et salariés du public (avec une probabilité 1- q) à l’aide d’un modèle logit estimé à partir de l’enquête emploi 1997 faisant intervenir, pour chaque sexe, l’âge de fin d’études relatif :
-
- avec :
-
- où findet_rel est l’écart entre l’âge de fin d’études de l’individu et l’âge moyen de fin d’études des personnes du même sexe de sa génération. Le coefficient négatif de l’âge de fin d’études relatif signifie que la probabilité d’être salarié du privé décroît avec l’âge de fin d’études relatif. On retrouve ici le fait que les salariés du secteur public terminent leurs études plus tard (1 an en moyenne) que ceux du privé.
Au cours de la simulation, la fraction de la population
dans chaque secteur d’activité est stable : environ
68% de salariés du privé, 20% de salariés du public et
12% d’indépendants.
La modélisation des carrières salariales
La modélisation du marché du travail comme celle
des salaires sont des éléments fondamentaux dans un
exercice de prospective sur les retraites. En effet, le
chômage, l’entrée tardive des jeunes sur le marché
du travail, les retraits précoces d’activité (tels la
préretraite), l’augmentation de l’activité féminine
sont autant de phénomènes qui influent sur la durée
de cotisation et sur le salaire, deux éléments
importants dans le calcul des droits à la retraite.
Le marché du travail dans Destinie comporte
plusieurs états : deux états d’activité : emploi et
chômage (pour les salariés du privé) ; quatre états
d’inactivité : période de scolarité, inactivité
“stricte”, préretraite et retraite.
La sortie de scolarité
Pour les individus qui atteignent leur âge de fin
d’études, la probabilité de seretrouverdans l’activité
dépend de l’âge de fin d’études et est estimée par un
modèle logit, pour chaque sexe, à partir des enquêtes
emploi 1998-2001. Pour les salariés du privé, on
sépare, au sein de l’activité, les situations d’emploi et
de chômage (tableau 1).
Les transitions sur le marché du travail
La mobilité sur le marché du travail, exception faite
de la sortie de la scolarité et de l’entrée en retraite, est
gérée par des probabilités de transition entre états,
conditionnées, pour chaque sexe et chaque secteur
d’activité, par le statut d’occupation de l’année
précédente (processus markovien d’ordre un) et par
des variables socio-démographiques : âge, âge de fin
d’études et, pour les femmes, nombre et âge des
enfants.
Pour les salariés du privé, les probabilités de
transition sont modélisées à l’aide de modèles logit
séquentiels. Dans un premier temps, la probabilité
d’être en activité est estimée pour chaque individu en
fonction de ses caractéristiques et sa situation
d’activité est tirée aléatoirement suivant cette
probabilité. Dans un deuxième temps, on estime la
probabilité d’être en emploi, conditionnellement au
fait d’être actif. Des termes croisés (tranche
d’âge*état initial) sont introduits dans l’estimation
de façon à ce que le profil par âge des transitions vers
l’activité (resp. l’emploi) puisse varier selon l’état
observé l’année précédente (activité, inactivité)
(resp. emploi, chômage, inactivité).
Tableau 1
transitions à la sortie du système scolaire…
estimation à partir des enquêtes emploi 1998-2001, Insee.
Les transitions à partir de 55 ans font l’objet d’une
modélisation spécifiqu e compte ten u de
l’importance des sorties vers l’inactivité à ces âges
via les dispositifs de préretraite ou de chômage avec
dispense de recherche d’emploi. Les coefficients des
équations de transition sont détaillés dans l’annexe
1, pour les salariés du privé et du public.
Les probabilités de transition sont estimées à partir
des Enquêtes Emploi 1998-2001 et sont ensuite
ajustées afin de se caler sur les projections de
population active réalisées par l’Insee. Le scénario
retenu en matière d’activité suppose que les
principales tendances observées dans le passé,
notamment dans les années quatre-vingt-dix, vont se
prolonger puis se stabiliser. La plus forte
participation des femmes au marché du travail et les
interruptions de carrière moins fréquentes se
traduisent par une augmentation de l’activité des
femmes jusqu’en 2010 (graphique 2).
Par ailleurs, le compte central du modèle simule une
progression de l’activité des salariés âgés de 55 à 59
ans de 8 points à l’horizon 2040. Cette hypothèse
vise à prendre en compte l’objectif d’évolution vers
un taux d’emploi de 50% des 55-64 ans fixé lors du
Conseil européen de Stockholm de mars 2001. Enfin,
le taux de chômage est supposé converger vers 6 % à
l’horizon 2015, ce qui correspond à l’un des
scénarios macroéconomiques envisagés dans les
récents rapports de projection des régimes de
retraite : scénario 2 du rapport Charpin (1999) ;
scénario “gris ” du COR (Conseil d’orientation des
retraites, 2001).
Les équations de salaire
Dans Destinie, le salaire d’un actif occupé est,
chaque année, le produit de gains de productivité
exogènes, d’une partie déterministe liée aux
caractéristiques individuelles (en termes de
qualification et d’expérience) et d’un terme
aléatoire.
La partie déterministe est simulée à partir
d’équations de salaire estimées, pour chaque sexe et
chaque secteur (public ou privé), à partirde l’enquête
Patrimoine de 1998. Ces équations font dépendre le
salaire superbrut
[4] annuel
[5], primes comprises, de
l’âge de fin d’études relatif (calculé comme l’écart
entre l’âge de fin d’études de l’individu et celui de sa
génération) et de l’expérience professionnelle, sous
une forme quadratique (mesurée par la durée en
emploi depuis la fin des études). On introduit
également dans l’estimation un terme croisant l’âge
de fin d’étude relatif et la durée d’emploi de façon à
prendre en compte des rendements différenciés de
l’expérience en fonction du diplôme (tableau 2).
Tableau 2
coefficients de l’équation de salaire
Graphiques 2
taux d’activité par sexe et par âge (en 2000 et en 2020) 
projections Insee (Nauze-Fichet et Lerais, 2002) et modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Graphiques 3a - 3c
profil salarial moyen selon l’âge
de fin d’études relatif et le secteur d’activité
(hors gains de productivité exogène) (Indice 100 :
salaire à 25 ans d’un homme dans le secteur privé) 
Cette fonction de salaire est dérivée de la théorie du
capital humain. Sa spécification indique que le
rendement initial des études varie entre 4 et 8%
(selon le sexe et le secteur d’activité) et que
l’expérience professionnelle a une rentabilité
légèrement décroissante qui passe de 3% environ en
début de vie active à 1%-2% en fin de vie
professionnelle. À expérience et âge de fin d’études
identiques, les salaires du public sont en moyenne
supérieurs à ceux du privé pour les hommes peu
diplômés (âge de fin d’études inférieur à la moyenne
de la génération) et inférieurs pour les hommes très
diplômés (graphiques 3a-3c). Pour les femmes,
l’avantage salarial dans le secteur public est plus net
que pour les hommes, les salaires ne se rapprochant
que pour les qualifications les plus élevées. Enfin, les
salaires sont plus dispersés dans le secteur privé que
dans le secteur public.
La partie aléatoire du salaire se décompose en un
effet fixe individuel (intégrant les caractéristiques
individuelles inobservables ayant un effet sur le
salaire) et un choc transitoire (encadré 1).
Encadré 1 : la modélisation du résidu des équations
de salaire
Tableau E1
valeurs retenues pour la modélisation de l’aléa
Le salaire wit d’un individu i à une date t vérifie :
où xit β est la partie déterministe du salaire issue des
estimations ci-dessus. Les ui sont supposés identiquement
distribués suivant une loi normale de moyenne nulle et de
variance σu2, les ηit sont supposés indépendants entre eux et
identiquement distribués selon une loi normale de moyenne
nulle et de variance ση2 et les ui et ηit sont supposés
indépendants entre eux. On a donc un modèle à erreurs
composées, avec autocorrélation temporelle des résidus
(cf. Colin (1999) pour une présentation détaillée de la
modélisation).
– Pour les individus présents dans la base initiale, on
connaît le résidu de l’équation vi98 et l’on sait que
u v i i i + =ε98 98.
On retient alors comme effet fixe individuel le résidu
simulé
oùαi est tiré pour chaque individu
dans une loi normale de moyenne nulle et de variance
– Pour les individus dont le salaire n’est pas observé en
1998 (retraités, chômeurs, inactifs, individus qui naissent
au cours de la microsimulation), leur effet individuel
permanent ui est tiré dans une loi normale de moyenne nulle
et de variance σ λ u i V v 2 98 = ( ) avec
. La valeur
initiale du résidu transitoiree dans une loi
εit est tiré
0 normale de moyenne nulle et de varianceσ λ ε2 98 1= −( ) ( )V vi.
– Pour générer les salaires de chaque année, on tire chaque
année l’aléa pur ηit dans une loi normale de moyenne nulle
et de variance σ γ η ε et l’on calcule le résidu
σ 2 2 2 1= −( )
transitoire à partir de la relation ε γ ε η it it it = + − 1.
Pour mener à bien ces calculs, il faut connaître λ et γ. Les
valeurs de λ etγ retenues dans Destinie sont détaillées dans
le tableau E1.
Tableau E1
valeurs retenues pour la modélisation de l’aléa
Enfin, les gains de productivité exogènes
progressent au rythme de 1,5% par an. Ceci permet
de générer, dans le compte central du modèle, une
croissance du coût du travail (ou salaire “super brut”)
de 1,6% par an en termes réels. Cette hypothèse est
celle retenue dans les scénarios macroéconomiques
du COR.
La modélisation des comportements de départ à la
retraite
Pour évaluer l’impact de réformes des barèmes de
retraite, il est nécessaire de disposer d’une
représentation des comportements de départ à la
retraite. La plupart des modèles de choix de départ à
la retraite considèrent que la décision de poursuivre
ou non son activité résulte d’un choix individuel basé
sur la comparaison sur le cycle de vie des utilités à
liquider à différentes dates. Ils se placent donc dans
le cadre conceptuel des modèles d’offre de travail, un
des présupposés étant que le choix de l’individu n’est
pas contraint par la demande de travail. Dans les pays
à faible taux de chômage comme aux États-Unis,
cette hypothèse ne semble pas trop forte.
Dans le contexte français, supposer que les
comportements d’activité des travailleurs âgés ne
sont pas contraints par la situation sur le marché du
travail est une hypothèse assez restrictive
aujourd’hui compte tenu des comportements des
entreprises à l’égard des salariés âgés mais aussi de
l’existence de fortes contraintes institutionnelles. En
particulier, le contrat de travail des salariés du privé
peut être unilatéralement rompu par l’employeur dès
que le salarié a atteint l’âge d’obtention d’une
retraite à taux plein. Néanmoins, dans une optique de
long terme, ce type de représentation peut sembler
approprié et c’est celui que nous retiendrons.
On suppose, dans la lignée de Stock et Wise (1990),
qu’un individu choisit de cesser ou non son activité
en comparant le bien-être qu’il peut escompter s’il
diffère son départ à celui qu’il aura s’il liquide
immédiatement ses droits à la retraite. Ce bien-être
prend notamment en compte la chronique des
revenus qu’il peut anticiper dans chacune des
situations (annexe 2).
Schématiquement, choisir de différer son départ a
trois implications :
- une perte de bien-être liée à la diminution du temps disponible pour les loisirs ou la famille ou à la pénibilité du travail;
- des gains financiers instantanés liés au fait que le salaire perçu est supérieur à la pension que l’individu toucherait s’il liquidait ses droits;
- des gains financiers différés liés à la possibilité pour l’individu d’accroître ses droits à pension s’il reporte son départ.
Les règles de calcul des retraites influent
directement sur les deux derniers volets de cet
arbitrage. D’une part, le niveau du taux de
remplacement du salaire par la pension, pour une
durée de carrière donnée, détermine l’ampleur des
gains instantanés liés au maintien sur le marché du
travail ; d’autre part, le profil d’évolution de la
pension en fonction de l’âge de liquidation fixe
l’ampleur des gains différés que l’individu peut
escompter, en termes de retraite, s’il repousse son
départ.
Au-delà des incitations générées par les barèmes,
d’autres paramètres interviennent dans les choix de
départ de l’individu. Le salaire escompté en cas de
poursuite de l’activité ainsi que la valeur que
l’individu attribue au temps disponible sont bien
entendu des éléments fondamentaux de l’arbitrage
entre revenu et loisir. Ses choix seront également
influencés par son aversion pour le risque (en
différant son départ à la retraite, il prend le risque de
ne jamais percevoir sa pension s’il décède avant de
liquider ses droits), la valeur qu’il accorde au présent
(un individu impatient accordera plus de valeur à la
possibilité de pouvoir profiter de ses loisirs dès
aujourd’hui) et ses anticipations en termes de durée
de vie.
Dans le compte central du modèle, la législation sur
les systèmes de retraite est supposée inchangée par
rapport à la situation actuelle. Pour les salariés du
privé, elle tient compte des réformes déjà mises en
place par les régimes de retraite : réforme du régime
général en 1993 et des régimes complémentaires
(ARRCO et AGIRC) en 1996 et en 2001 notamment.
Après la liquidation, les pensions de retraite du
régime général sont indexées sur les prix, de même
que la v aleur du point dans les régimes
complémentaires.
Le besoin de financement du système de retraite est
évalué de deux façons dans le modèle : dans une
première variante, le taux de cotisation à l’assurance
vieillesse et aux régimes complémentaires est
endogène et s’ajuste de façon à garantir l’équilibre
financier des régimes ; dans la seconde variante, le
taux de cotisation reste inchangé et le modèle évalue
le besoin de financement du régime à partir du solde
entre les prestations et les cotisations.
Une hypothèse importante du modèle est la
neutralité des prélèvements du point de vue de la
croissance. Le scénario macroéconomique retenu
suppose en effet que le partage de la valeur ajoutée
entre revenus du travail et revenus du capital reste
stable en projection. Le coût du travail par tête
progresse donc au rythme des gains de productivité,
supposés égaux à 1,6% par an en moyenne. Ainsi, la
hausse des taux de cotisations nécessaire au
financement des retraites ne pèse pas sur le coût du
travail et est intégralement répercutée sur le salaire
net (soit via une hausse du taux de cotisation salarial,
soit via une progression du salaire brut inférieure aux
gains de productivité). Cette hypothèse de stabilité
du partage salaire/profits est également celle retenue
dans le scénario macroéconomique de référence du
COR (2001).
Par ailleurs, l’ajustement des taux de cotisation
vieillesse est le seul élément de bouclage dans le
modèle. On néglige notamment l’impact potentiel du
vieillissement sur les autres prélèvements (hausse
des taux de cotisation maladie par exemple). On
suppose aussi que l’évolution de la situation sur le
marché du travail n’influence pas les comportements
d’activité (pas d’effet de flexion) et que les
variations du revenu net du travail n’ont pas d’impact
sur la demande (pas d’effets keynésiens).
Évolution de la situation des retraités du privé avec les barèmes actuels
Cette partie présente l’évolution de la situation des
retraités du secteur privé à l’horizon 2040, telle
qu’elle est simulée par Destinie avec les barèmes
actuels. Les salariés considérés ici sont les salariés
ayant effectué touteleur carrière dans le secteurprivé
(soit environ 68% d’une génération de Destinie).
Distribution des durées validées et des âges de
liquidation
La durée validée est une variable importante en
matière de retraite car elle influe directement sur le
niveau de la pension et l’âge de liquidation. Les
durées d’assurance simulées dans Destinie prennent
en compte les périodes d’emploi et de préretraite,
une partie des périodes de chômage ainsi que les
années validées au titre de l’AVPF (assurance
vieillesse des parents au foyer). Elles intègrent en
outre les majorations de durée d’assurance pour
enfant pour les femmes (2 ans par enfant dans le
régime général). Les hypothèses retenues dans
Destinie pour le calcul des durées validées sont
présentées dans l’annexe 3.
Évolution des durées validées au cours de la vie active
au fil des générations
La distribution des durées validées (hors
majorations) à 30,40,50 et 60 ans
L’augmentation de l’âge de fin des études conjuguée
à une insertion de plus en plus difficile sur le marché
du travail conduit à une entrée de plus en plus tardive
dans la vie active. La durée moyenne validée à 30 ans
diminue ainsi au fil des générations : de 10,7 ans pour
les personnes nées entre 1940 et 1944, elle passe à 7,8
ans pour les générations 1965-1974, soit une
différence de 2,9 ans. La différence est plus sensible
pour les hommes (-4,2 ans) que pour les
femmes (–1,8 ans) (graphique 4).
La diminution des durées validées au fil des
générations s’observe à tous les âges pour les
hommes : à 50 ans, la différence de durées validées
entre les premières générations étudiées et les
dernières atteint 3,7 ans. Pour les femmes, en
revanche, le recul de l’âge d’entrée dans la vie active
est rapidement compensé par de moindres
interruptions de carrière au cours du cycle de vie : à
40 ans, les durées moyennes validées sont stables
entre les générations ; à 50 et 60 ans, elles sont
supérieures pour les générations les plus jeunes
(+1,9 ans à 50 ans; +3,4 ans à 60 ans).
Graphique 4
durées moyennes validées
(hors majorations pour enfants) à 30,40,50 et 60 ans
des salariés du privé selon les générations 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Distribution des durées d’assurance à 60 ans, y
compris majorations pour enfants et AVPF
A la liquidation, les durées d’assurance des femmes
sont généralement supérieures aux durées validées
au cours de la carrière du fait des majorations pour
enfants (+ 2 ans par enfant élevé) et des validations
au titre de l’AVPF. Pour les générations 1965-1974,
la durée d’assurance moyenne des femmes à 60 ans
est de 36,4 ans en prenant en compte l’AVPF et les
majorations contre 29,8 ans hors majorations.
Pour apprécier l’enjeu des réformes allongeant les
durées d’assurance requises pour avoir le taux plein,
l’analyse de l’évolution des durées moyennes
validées ne suffit pas. Il est nécessaire de voir
comment se modifie la distribution des durées
d’assurance. Selon les simulations, la distribution
des durées validées tendrait à se resserrer au fil des
générations : ainsi, les durées centrales de la
distributions (entre 35 et 42,5 années - ou 140-170
trimestres - à 60 ans) ne regroupaient que 40% des
salariés des générations 1940-1944 alors que cette
proportion dépasserait 60% pour les générations
nées après 1965 (graphique 5).
Graphique 5
distribution des durées validées à 60
ans des salariés du privé selon les générations 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee
La diminution de la fréquence des carrières très
courtes serait surtout liée à la progression de
l’activité féminine : la proportion de femmes ayant
validé moins de 30 années à 60 ans passerait
d’environ 34% pour les générations 1940-1944 à
moins de 15% pour les générations nées après 1955
(graphique 6b). A contrario, du fait de l’allongement
de la durée de scolarité, la proportion de carrières très
longues, principalement chez les hommes,
diminuerait sensiblement : la proportion d’hommes
ayant validé plus de 42,5 années à 60 ans passerait de
44% pour les générations 1940-1944 à moins de 10%
pour les générations nées après 1965 (graphique 6a).
Évolution des âges de liquidation
Pour les salariés affiliés au régime général (soit dans
le modèle, pour les salariés du privé), les barèmes de
retraite actuels comportent une forte incitation à
attendre l’âge d’obtention du taux plein pour liquider
les droits : en effet, les règles de calcul pénalisent la
liquidation en deçà du taux plein et ne procurent que
très peu d’avantages au-delà du taux plein (encadré
2).
Graphiques 6a-6b
distribution des durées validées
à 60 ans des salariés du privé selon les générations et
le sexe 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee
En deçà du taux plein, une année d’activité
supplémentaire se traduit par un accroissement de la
pension de 10 % à 20 %, selon le profil et la durée de
la carrière (Assous, Bonnet, Colin 2000). Les
pénalités encourues par les carrières courtes en cas
de liquidation précoce sont donc relativement
élevées et en tout état de cause supérieures au coût
que représente, pour les régimes, le versement d’une
pension pendant une durée plus longue. Ce montant
élevé des pénalités tend à distordre les choix des
individus et constitue une “ subvention implicite ” à
repousser la liquidation jusqu’à l’âge d’obtention du
taux plein.
Encadré 2 : les règles de calcul des retraites
dans le secteur privé
En France, le système de retraites obligatoires des salariés
du secteur privé repose sur deux piliers : un premier régime
en annuités géré par la CNAV(Caisse nationale d’assurance
vieillesse), principalement financé par répartition ; un
régime complémentaire par points géré par l’ARRCO et
l’AGIRC.
La liquidation des droits directs à la CNAV est possible à
partir du 60ème anniversaire. Le montant annuel de retraite
résulte de l’application au salaire de référence d’un taux
d’annuité déterminé en fonction de la durée d’assurance et
de l’âge :
- le salaire de référence (ou salaire annuel moyen) est la moyenne des meilleurs salaires (tronqués par le plafond de la Sécurité Sociale) revalorisés selon l’indice de revalorisation des salaires. Depuis la réforme de 1993, le nombre d’années prises en compte varie selon la génération : de 10 pour les générations nées avant 1934, il passe progressivement à 25 pour celles nées après 1948. De plus, depuis la fin des années 80, la revalorisation des salaires passés s’effectue selon l’indice des prix;
- le taux d’annuité varie entre 25% et 50%. Le taux maximum de 50% (ou “ taux plein ”) est accordé à l’âge de 65 ans ou dès que la durée de cotisation tous régimes dépasse une durée cible. Depuis la réforme de 1993, cette durée cible passe progressivement de 150 à 160 trimestres à raison d’un trimestre par génération (les 160 trimestres étant atteints pour les générations nées après 1943). En deçà, une pénalité de 1,25% par trimestre manquant est appliquée. Lorsque la durée d’assurance validée au régime général n’atteint pas 37,5 années, la pension est par ailleurs proratisée. En résumé, le montant de la première pension s’écrit :
- oùτ est le taux de la pension, wref est le salaire annuel moyen, T1 est le nombre de trimestres validés tous régimes, T2 est le nombre de trimestres validés au régime général et a est l’âge en trimestres.
Les régimes de retraite complémentaire ARRCO et AGIRC
(qui représentent un tiers en moyenne de la pension des
retaités du privé) sont pour leur part des dispositifs très
contributifs : chaque individu cotise un pourcentage
prédéterminé de son salaire annuel, qui est converti en
points selon la valeur d’achat du point fixée pour l’année
considérée. Lors de la liquidation, les points accumulés sont
convertis en rente en fonction de la valeur de revente du
point à la date de liquidation. Dans l’hypothèse où
l’individu liquide ses droits avant d’atteindre le taux plein
de la CNAV, la valeur de revente du point est réduite
d’environ un point par trimestre manquant pour atteindre le
taux plein.
A contrario, les gains sont en général très faibles
au-delà du taux plein. Ils ne peuvent passer que par
un éventuel redressement du salaire de référence ou
par une accumulation de points supplémentaires
dans les régimes complémentaires. La très faible
acquisition de droits supplémentaires pour les
individus travaillant au delà du taux plein constitue
une “ taxation implicite ”à lapoursuite de l’activité.
La distribution des âges de liquidation des
générations 1940 à 1944
Les incitations générées par les barèmes de retraites
actuels conduisent une très forte proportion de
salariés à liquider leurs droits au taux plein : environ
90% des hommes et des femmes des générations
1940-1944, selon les simulations. Les hommes ayant
en général des carrières longues, près de 80% d’entre
eux partent à la retraite dès l’âge de 60 ans. En
revanche, les femmes des générations 1940-1944
sont souvent contraintes de partir plus tard pour
bénéficier du taux plein car leurs durées de carrière
sont plus courtes : 43 % des femmes partent à 60 ans
et 40 % doivent attendre l’âge de 65 ans (graphique
7a). Les femmes liquident ainsi leurs droits à 62,4
ans en moyenne contre moins de 61 ans pour les
hommes.
Evolution de l’âge de liquidation au fil des
générations
Au cours des deux décennies qui séparent les
générations 1940-1944 et 1965-1974, les carrières
très longues (essentiellement masculines) et très
courtes (essentiellement féminines) deviennent
moins fréquentes. De ce fait, les distributions d’âges
de liquidation des hommes et des femmes tendent à
se rapprocher. Pour les hommes, l’évolution la plus
marquante est la diminution très sensible de la part
des personnes prenant leur retraite à 60 ans : seuls
44% des hommes nés entre 1965 et 1974 liquident à
60 ans, contre 78% de ceux nés entre 1940 et 1944.
Pour les femmes, l’évolution la plus significative est
la moindre fréquence des liquidations à 65
ans : celles-ci passent de 40%à 26%. En contrepartie,
les liquidations entre 61 et 64 ans s’accroissent :
entre ces deux générations, la proportion d’hommes
et de femmes qui liquident entre 61 et 64 ans a plus
que doublé passant de 15% à 36% (graphiques
7b-7d).
Graphique 7a
distribution et âge moyen de
liquidation pour les personnes nées entre 1940 et 1944 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Graphiques 7b-7d
distribution et âge moyen de
liquidation selon les générations 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Les évolutions sont moins nettes en termes d’âge
moyen à la liquidation : celui-ci passe de 61,6 ans
pour les générations 1940-1944 à 62 ans pour les
générations 1965-1974, soit une hausse de 0,4 an.
Cette évolution est la conséquence de mouvements
contrastés selon le sexe : hausse de 1,1 an pour les
hommes; baisse de 0,2 an pour les femmes. Au total,
la différence entre l’âge moyen de liquidation des
hommes et des femmes s’estompe : en 25 ans, elle
passe de 20 mois à 5 mois.
Évolution des pensions à l’horizon 2040
Évolution du taux de cotisation
La hausse du taux de cotisation nécessaire pour
assurer l’équilibre financier du régime général serait
d’environ 9 points à l’horizon 2040. Le taux de
cotisation sous plafond au régime général reste
globalement stable jusqu’en 2008 puis s’accroît
sensiblement suite à l’arrivée des générations
nombreuses du baby-boom à l’âge de la retraite : de
16,5 % aujourd’hui, le taux de cotisation global sous
plafond passe à 25,5% en 2040 (graphique 8a).
Les pensions moyennes à la liquidation des salariés du
privé
Évolution des salaires nets et des pensions
Conformément au scénario macroéconomique
retenu dans le modèle, le salaire super brut moyen
augmente à un rythme annuel moyen de 1,6 % en
termes réels entre 2002 et 2040. Dans l’hypothèse où
le rééquilibrage du besoin de financement du
système de retraite s’effectue par une hausse du taux
de cotisation, le salaire net moyen progresse moins
rapidement sur la période (+1,4 %). Pour sa part, le
rythme annuel de croissance de la pension moyenne
de droit direct des retraités du privé est de l’ordre de
+1,0 % sur la période, avec une accélération en fin de
période : +0,7 % par an entre 2002 et 2020; +1,3 %
entre 2020 et 2040 (tableau 3).
En conséquence, le rapport entre la pension nette
moyenne et le salaire net moyen diminue
sensiblement à l’horizon 2040 : il passe de 60% en
2002 à 52% en 2040, soit une baisse de 8 points
(graphique 8b).
Tableau 3
progression annuelle moyenne des salaires et des pensions (avec un rééquilibrage financier par les cotisations)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
La dégradation du ratio (pension moyenne/salaire
moyen) est concentrée sur la période 2003-2020 et
est surtout marquée chez les hommes : pour ces
derniers, le ratio baisse de 16 points entre 2003 et
2020, passant de 77% à 61%. Pour les femmes, le
ratio se dégrade en début de période, passant de 48%
en 2003 à 43% en 2020. À partir de cette date, il
amorce une remontée pour devenir à l’horizon 2040
supérieur au niveau de 2003. L’augmentation des
droits à pension des femmes consécutive à leur
participation croissante au marché du travail
explique cette évolution.
En début de période, la moindre progression de la
pension nette moyenne par rapport au salaire net
moyen s’explique par les effets cumulés du
changement de mode d’indexation des pensions
liquidées depuis la fin des années 80 (indexation sur
les prix alors que le salaire net progresse de 1,7% par
an, en termes réels, sur la période 2003-2020) et du
poids croissant, dans le stock des retraités, de
“ jeunes retraités ” ayant liquidé dans des conditions
moins favorables qu’auparavant (indexation des
salaires “portés au compte” sur les prix depuis la fin
des années 80, passage de 10 à 25 années pour le
calcul du salaire annuel moyen (SAM), passage de
37,5 ans à 40 ans de la durée d’assurance requise pour
avoir le taux plein, montée en charge de la réforme
des régimes complémentaires). Avec l’arrivée à
l’âge de 60 ans des générations du baby-boom àpartir
de 2006, la part des jeunes retraités dans l’ensemble
des retraités augmente fortement jusqu’en 2017 pour
diminuer ensuite jusqu’en 2040
[6].
Graphique 8a
évolution du taux de cotisation sous
plafond au régime général (salarié + employeur) 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Graphique 8b
ratio (pension moyenne/ salaire net
moyen) 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Évolution des taux de remplacement
Le taux de remplacement mesuré ici rapporte la
première pension nette aux derniers salaires nets
perçus
[7]. Cet indicateur, calculé au niveau
individuel, permet de mesurer la variation
instantanée du niveau de vie suite au passage à la
retraite. Pour les générations 1940-1944, le taux de
remplacement médian est de 66,5% (tableau 4). Il
diminue ensuite fortement pour les générations
suivantes : 58,4% pour les personnes nées entre
1965-1974, soit 8 points de moins. La baisse est
presque totalement acquise dès les générations
1945-1954. Celle-ci est en effet imputable à la
montée en charge de la réforme de 1993 et au
maintien de l’indexation sur les prix des pensions et
des salaires “portés au compte”.
Les hommes ont un taux de remplacement médian
nettement supérieur à celui des femmes : entre 5 et 10
points de plus selon les générations.
Tableau 4
taux de remplacement médian selon les générations
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Effet des réformes engagées dans le régime général depuis la fin des années
L’utilisation d’un modèle de microsimulation
permet, on l’a vu, d’analyser en projection
l’évolution de la situation des retraités jusqu’à un
horizon lointain. Ces modèles sont également un
outil privilégié pour évaluer l’impact d’une
modification des règles de calcul des pensions. Pour
illustrer cet aspect, on effectue ici deux types de
variantes visant à apprécier, a posteriori, les effets de
la réforme de 1993 et de l’adoption d’une indexation
des pensions et des salaires passés sur les prix. Dans
une première variante, on étudie ainsi quels seraient
les effets d’un retour aux règles de calcul des retraites
du régime général qui prévalaient avant 1993 (calcul
du salaire de référence sur 10 années au lieu des 25;
octroi du taux plein pour une durée d’assurance de
37,5 ans au lieu des 40 années prévues). Dans une
seconde variante, on envisage l’adoption d’un mode
de revalorisation des pensions et des salaires “portés
au compte” plus favorable que celui appliqué depuis
la fin des années 80 : au delà de la préservation du
pouvoir d’achat (via l’indexation sur les prix), on fait
bénéficier les retraités de la moitié des gains de
productivité.
Effet de la réforme de 1993
On peut évaluer l’effet de cette réforme en
comparant les comportements de liquidation et le
niveau des pensions des générations de futurs
retraités, avec et en l’absence de réforme. Le
scénario de référence est celui dans lequel les règles
actuelles sont appliquées (soit le scénario intégrant
la réforme de 1993, présenté dans la deuxième
partie). L’effet d’un retour aux règles prévalant avant
1993 est apprécié en écart à ce scénario.
Effet sur les comportements de départ à la retraite
Une réforme qui allonge la durée de cotisation tend à
inciter les individus à repousser leur départ à la
retraite dans la mesure où elle induit une baisse de la
pension, à âge donné, pour les personnes n’ayant pas
validé assez d’années pour avoir le taux plein. En
revanche, elle n’a pas d’incidence sur le
comportement des individus ayant de très longues ou
de très courtes durées de carrière. En effet, les
personnes qui ont validé plus de 40 années (160
trimestres) à l’âge de 60 ans ont, avant comme après
la réforme, l’assurance d’obtenir le taux plein dès 60
ans. De même, les personnes qui ont, du fait de
carrières courtes, un nombre d’années validées
inférieur à 37,5 à l’âge de 65 ans attendront
généralement l’âge de 65 ans pour liquider leurs
droits, avant comme après la réforme. En définitive,
l’impact de l’allongement de la durée d’assurance
sur les comportements dépend fortement de la
distribution des durées validées au sein de la
population des salariés du secteur privé.
En diminuant le taux de remplacement à la
liquidation, la modification, dans un sens moins
favorable, du mode de calcul du SAM peut
également inciter les individus à repousser leur
départ, même si cet effet est vraisemblablement de
deuxième ordre sur les comportements.
Selon les simulations, un retour aux règles prévalant
avant 1993 (durée validée de 37,5 ans pour avoir le
taux plein ; calcul du SAM sur les 10 meilleures
années) se traduirait par une avancée de 7 mois (0,6
an) de l’âge moyen de liquidation des générations
1965-1974 (tableau 5). Celles-ci partiraient à la
retraite à 61,4 ans en moyenne contre 62 ans dans le
scénario de référence. L’effet sur les comportements
serait plus sensible pour les hommes que pour les
femmes : avancée de l’âge moyen de liquidation de
8,5 mois pour les hommes et de 6 mois pour les
femmes.
La suppression de la réforme de 1993 aurait un
impact moins sensible pour les générations plus
âgées : en effet, la montée en charge progressive de la
réforme de 1993 implique que les générations nées
avant 1943 sont moins touchées par l’allongement de
la durée d’assurance que les autres ; de plus, les
générations les plus âgées ont des carrières plus
longu es en mo yen ne et sont do nc moins
fréquemment concernées par l’allongement de la
durée cible.
Tableau 5
modification de l’âge moyen de liquidation (en années) dans l’hypothèse d’un retour aux règles d’avant 1993 (en écart au scénario de référence)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Effet sur les pensions moyennes et sur le taux de
remplacement
Un retour aux règles prévalant avant 1993 se
traduirait par une augmentation des pensions
moyennes à la liquidation de 5 % en moyenne pour
les générations 1940-1944 et d’environ 10 % à 13%
pour les générations suivantes (tableau 6). Cette
augmentation serait essentiellement la conséquence
du retour aux 10 meilleures années dans le mode de
calcul du salaire annuel moyen.
Pour sa part, le taux de remplacement augmenterait
d’environ 4 points pour les générations 1940-1944 et
de 13 points pour les générations 1965-1974.
Effet sur la masse des pensions et le taux de cotisation
Un retour aux règles prévalant avant 1993 se
traduirait par une augmentation du nombre de
retraités de l’ordre de 2 % en 2020 et de 3 % en 2040,
par rapport aux projections du scénario de référence
(tableau 7). La masse des pensions versées par la
CNAV augmenterait de 17 % en 2020 et de 24% en
2040. Une fois prises en compte les prestations
versées par les régimes complémentaires (qui ne sont
pas directement concernés par la réforme), la masse
totale des pensions des salariés du privé s’accroîtrait
d’environ 12% en 2020 et de 16 % en 2040. Pour
financer ce surcroît de retraites, le taux de cotisation
sous plafond au régime général devrait être supérieur
de 2 points en 2020 à ce qu’il serait avec le maintien
des règles actuelles et de 6 points à l’horizon 2040
[8].
Adoption de règles d’indexation plus favorables
Depuis la fin des années 80, les salaires pris en
compte pour le calcul de la pension du régime
général sont revalorisés selon l’indice des prix. Cette
revalorisation sur les prix s’applique également aux
pensions déjà liquidées. La règle d’indexation sur les
prix permet aux retraités de maintenir leur pouvoir
d’achat. Toutefois, elle conduit à une dégradation de
la situation des retraités par rapport aux actifs
puisque les premiers ne bénéficient pas des gains de
productivité. Pour apprécier l’impact des règles
d’indexation sur la situation des retraités, on étudie
ici l’effet de l’adoption d’une modalité d’indexation
plus favorable à partir de l’année 2004 : au-delà de la
préservation du pouvoir d’achat, on fait bénéficier
les retraités de la moitié des gains de productivité.
Avec les hypothèses macroéconomiques du modèle
cela implique une indexation des salaires “portés au
compte” et des pensions liquidées sur “inflation
+0,8 %”.
Effet sur les pensions moyennes et sur le taux de
remplacement
L’effet de ce scénario sur le niveau des pensions à la
liquidation augmenterait au fil des générations à
mesure que les modalités plus favorables
d’indexation s’appliquent à une chronique plus
longu e de salaires “p ortés au compte” :
l’amélioration de la pension serait de 1 % en
moyenne pour les générations 1940-1944 et de 9 %
pour les générations 1965-1974 (tableau 8). Le taux
de remplacement médian s’accroîtrait, suite à la
réforme, de 0,2 point pour les générations 1940-1944
à 7,5 points pour les générations 1965-1974.
Tableau 6
évolution de la pension moyenne à la liquidation et du taux de remplacement dans l’hypothèse d’un retour aux règles d’avant 1993 (en écart au scénario de référence)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Tableau 7
impact d’une suppression de la réforme de 1993 sur le nombre de retraités, la masse des pensions et le taux de cotisation (en écart au scénario de référence)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Tableau 8
évolution de la pension moyenne à la liquidation et du taux de remplacement suite à l’instauration d’une indexation “inflation +0,8%” selon les générations (en écart au scénario de référence)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Effet sur la masse des pensions et le taux de cotisation
La masse des pensions versées par la CNAV
augmenterait de 14 % en 2020 et de 23 % en 2040
suite à la réforme. Une fois prises en compte les
prestations versées par les régimes complémentaires
(qui ne sont pas directement concernés par le
scénario envisagé), la masse totale des pensions des
salariés du privé augmenterait d’environ 9 % en 2020
et de 15 % en 2040 (tableau 9). La hausse du besoin
definancement induite par la modification de la règle
d’indexation envisagée induirait une hausse du taux
de cotisation de 2 points à l’horizon 2020 et de 5
points à l’horizon 2040.
La modification du mode d’indexation de même que
le retour aux règles d’avant 1993 auraient un effet
sensible sur l’évolution du ratio pension moyenne /
salaire moyen. La baisse de celui-ci serait stoppée
dès 2006. Le ratio resterait stable jusqu’à l’horizon
2020 puis progresserait sous l’effet de la dégradation
du salaire net consécutive à la hausse des taux de
cotisation (graphique 9b). La contrepartie de cette
amélioration relative de la situation des retraités
serait une hausse très sensible des taux de cotisation
(graphique 9a).
Tableau 9
impact du changement d’indexation sur la masse des pensions et sur le taux de cotisation (en écart au scénario de référence)
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Graphique 9a
évolution du taux de cotisation sous
plafond au régime général (salarié + employeur)
30% 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Graphique 9b
ratio (pension moyenne/salaire net
moyen) 
modèle de microsimulation Destinie de l’Insee.
Conclusion
Le modèle de microsimulation dynamique présenté
dans cet article montre la richesse de ce type d’outil
pour analyser, tant au niveau macroéconomique que
microéconomique, l’impact des évolutions
structurelles du marché du travail ou des
modifications réglementaires sur la situation des
retraités au fil des générations.
Comme cela est le cas pour tout outil de prospective,
il n’en reste pas moins que de nombreuses
hypothèses sont nécessaires à la modélisation :
reconstitution des données validées à partir des
calendrier d’activité, estimation des préférences
individuelles pour le temps disponible relativement
au travail… Plus généralement, l’absence de sources
statistiques fiables sur les polypensionnés nous a
contraint à restreindre le modèle Destinie à l’analyse
d’une population d’unipensionnés du Régime
général. Ces derniers ont, par définition, des durées
de carrière dans le secteur privé plus longues que la
moyenne des affiliés du régime général, ce qui n’est
pas sans conséquence sur l’estimation de l’effet
d’une réforme comme celle de 1993 qui conduit à
l’allongement de la durée de cotisation. Ces
chiffrages pourront être affinés, dans les années à
venir, à mesure que l’information rétrospective sur
les carrières s’améliorera.
Annexe 1 : les transitions sur le marché du travail dans le modèle Destinie
Les tableaux ci-dessous donnent les coefficients des
transitions vers l’activité et l’emploi, issus de modèles logit
estimés à partir des enquêtes emploi 1998-2001.
Les transitions vers l’activité et l’emploi avant 55 ans
Les résultats sont conformes à l’intuition. La probabilité
d’être en activité est plus forte si on était déjà en activité
l’année précédente (tableau A1). Pour les femmes (pour
lesquelles les transitions vers l’inactivité sont plus
fréquentes), la probabilité d’être en activité augmente avec
l’âge de fin d’études, décroît avec le nombre d’enfants et
diminue sensiblement en présence d’enfant de moins de trois
ans. Enfin, les sorties d’inactivité sont plus fréquentes pour
les femmes jeunes.
La probabilité d’être en emploi en t est beaucoup plus forte si
l’on était déjà en emploi à t -1 : pour un homme de 30 à 49
ans ayant fini ses études entre 17 et 19 ans, elle s’élève à
97% contre 49% dans le cas de chômage en t -1 (tableau A2).
La probabilité de rester en emploi croît avec l’âge alors que
la probabilité de retrouver un emploi sachant qu’on est au
chômage diminue avec l’âge. Autrement dit, les jeunes ont
plus de chances de passer du chômage à l’emploi mais moins
de chances d’y demeurer. Enfin, la probabilité d’être en
emploi croît avec l’âge de fin d’études.
Les transitions vers l’activité et l’emploi après 55 ans
Pour les hommes du secteur privé, les sorties d’activité
s’accroissent fortement avec l’âge (tableau A3) : la
probabilité de devenir inactif en t sachant que l’on était en
emploi en t -1 est de 9% à 55 et 56 ans, 19% à 57 ans, 33% à
58 ans et 22% à 59 ans; la probabilité de devenir inactif en t
sachant que l’on était au chômage en t -1 est de 30% à 55 et
56 ans, 60% à 57 ans, 69% à 58 ans et 53% à 59 ans. La forte
fréquence des sorties d’activité à 57 et 58 ans s’explique par
l’entrée dans les dispositifs de préretraite et les dispenses de
recherche d’emploi. Les sorties d’activité (hors passage à la
retraite) sont beaucoup moins fréquentes dans le secteur
public : environ 2%.
Tableau A1
coefficients estimés de la probabilité d’être en activité en t avant 55 ans (modèle logit)
estimations à partir des enquêtes emploi 1998-2001, Insee.
Tableau A2
coefficients estimés de la probabilité d’être en emploi en t avant 55 ans, conditionnellement au fait d’être actif (modèle logit)
estimations à partir des enquêtes emploi 1998-2001, Insee.
Tableau A3
coefficients estimés de la probabilité d’être en activité en t après 55 ans
estimations à partir des enquêtes emploi 1998-2001, Insee.
Tableau A4
coefficients estimés de la probabilité d’être en emploi en t après 55 ans, conditionnellement au fait d’être actif (modèle logit)
estimations à partir des enquêtes emploi 1998-2001, Insee.
Annexe 2 : modélisation du départ à la retraite dans Destinie
Aspects théoriques
Il existe plusieurs modèles de choix de départ à la retraite
qui diffèrent principalement par les hypothèses concernant
les possibilités de lissage de la consommation sur le cycle de
vie et par la spécification des anticipations des individus en
matière de mortalité et d’aléas de salaires. Un premier type
de modèles considère que les comportements d’activité
résultent de la maximisation de l’utilité sous contrainte de
budget non linéaire (Burtless, 1986). Il suppose que les
individus déterminent de manière simultanée l’âge optimal
de départ à la retraite et leurs consommations instantanées.
Cette approche repose sur l’hypothèse restrictive que les
individus ont une connaissance parfaite de leurs salaires
futurs et de leurs droits à retraite. Aucune mise à jour de
l’information sur la situation future ne s’opère donc au fil du
temps.
Un second type de modèle relâche l’hypothèse de prévision
parfaite des flux de revenus futurs. Ces modèles rendent
donc possible la prise en compte dans le processus de
décision d’événements qui n’avaient pu être prévus
précédemment (par exemple un choc sur le salaire annuel).
En revanche, compte tenu de la lourdeur de résolution de ce
type de modèles, la consommation est supposée identique
a ux r ev enu s p ou r ch aqu e pér i ode : auc un t r ansf er t
intertemporel des ressources, via l’épargne, n’est envisagé.
Le modèle de Stock et Wise (1990), que nous suivons dans
notre modélisation, appartient à cette classe de modèles.
Une des limites commune à ces modèles est d’adopter un
point de vue strictement individuel. Il semblerait pourtant
plus pertinent de se placer au niveau du ménage : la décision
d’un des membres du ménage de liquider ses droits pourrait
être fortement liée à la situation d’activité de son conjoint
ainsi qu’à son revenu (Sédillot-Walraet, 2002). Mais la prise
en compte des deux conjoints nécessiterait de mobiliser une
i nform at ion en général inexistante dans les fichier s
d i s p o n i b l e s e t a u g m e n t e l e s c a l c u l s d e m a n i è r e
exponentielle.
La décision de départ à la retraite dans Destinie
En l’absence d’incertitude sur les préférences, la règle de
décision s’écrit assez simplement. Considérons un individu
qui, au début de l’année t, n’a pas encore pris sa retraite. S’il
poursuit son activité jusqu’au début de l’année r puis part
ensuite à la retraite, il anticipe une séquence de salaires
( ... )Y Y t r − 1 sui vie d’u ne séq uence d e pensi on s
B r B r B r r r s ( ), ( ),..., ( ),... ) + 1. On suppose que cet individu tire
une utilité indirecte Uw de son revenu salarial et une utilité
indirecteUr de ses revenus d’inactivité. L’utilité, actualisée
à la date t, qu’il peut anticiper s’écrit :
où l’on note S s t ( ) la probabilité de survie à la date s d’un
individu encore en vie à la date t et ρ la préférence po