En France, l’immobilité intergénérationnelle des fortunes a été peu étudiée. La plupart des recherches sur l’inégalité des patrimoines s’intéresse le plus souvent aux distributions intragénérationnelles, soit au sein d’une population à un moment donné. Beaucoup moins d’études portent sur les aspects intergénérationnels de ces inégalités car les données sont plus rares. En effet, pour observer la transmission des patrimoines entre les générations, il est nécessaire de disposer simultanément des données de richesse des parents et des enfants. Or les protocoles des principales enquêtes patrimoniales disponibles ne lient pas les deux générations nécessaires au calcul d’un indice de mobilité patrimoniale [2].

Le recours à un corpus de généalogies qui, à chaque individu, associe ses données patrimoniales, pallie cette insuffisance et rend possible la comparaison des fortunes laissées, au décès, par un père et par ses enfants. L’enquête des « 3 000 familles » [3], qui repose sur la constitution d’un tel corpus de généalogies, permet de procéder à ce type d’analyse. Les données utilisées dans cet article en sont issues.

La mesure statistique de la transmission des inégalités entre les générations a été pour la première fois étudiée par Galton à la fin du XIX^e siècle (1889). S’intéressant à la question de la transmission de la taille des individus, Galton a développé l’hypothèse d’une « régression vers la moyenne », hypothèse qui peut s’appliquer à d’autres phénomènes. Rapportée à notre objet, elle suggère que les descendants de familles riches seront en majorité moins bien lotis que leurs parents mais resteront à un niveau supérieur au niveau moyen. Inversement, les descendants de familles pauvres détiendront en moyenne un patrimoine supérieur, mais toujours inférieur au patrimoine moyen de leur propre génération. Sous certaines hypothèses statistiques, notamment si ce modèle peut être répliqué aux générations suivantes, cette mesure nous indique la vitesse de convergence vers la valeur moyenne. En d’autres termes : en combien de générations les riches se fondent-ils dans les classes moyennes ? De même pour les pauvres : quelle est la vitesse d’accession au statut moyen ?

Cette hypothèse de régression vers la moyenne des fortunes s’inscrit dans une problématique plus large de la recherche des déterminants des inégalités patrimoniales. À côté de la transmission des biens, d’autres facteurs concourent à expliquer ces inégalités : l’âge, la catégorie sociale, la situation familiale… Outre le désir de léguer [4], l’accumulation patrimoniale répond à d’autres motifs : épargne pour financer la consommation des vieux jours, protection contre les événements imprévus, volonté de puissance, recherche de pouvoir économique, prestige social. Cependant nous ne chercherons ici qu’à évaluer le rôle de l’héritage dans la formation de celles-ci.

La présente étude nous permettra de savoir si, dans le cas spécifique de la société rurale du département de Loire-Inférieure (actuellement Loire-Atlantique) entre 1800 et 1938, il y a eu une reproduction à l’identique de la distribution des patrimoines ou si, au contraire, tous les individus ont eu les mêmes chances de s’enrichir ou de s’appauvrir.

Le corpus de données a été élaboré à partir des familles issues de l’enquête « 3 000 familles » ou TRA, résidant au cours des XIX^e et XX^e siècles dans le département de Loire-Inférieure [5]. Nous avons dans un premier temps constitué un corpus de généalogies. Puis, pour les individus identifiés, nous avons recueilli le montant de leur patrimoine au décès. L’ensemble des sources dépouillées a en outre permis d’associer d’autres caractéristiques à chacun des individus : position socio-professionnelle, date et lieu de naissance, de mariage et de décès, état matrimonial au décès, sexe, nombre de frères et sœurs, nombre d’enfants.

La première section sera consacrée à la présentation des sources et de l’échantillon utilisé pour mesurer la transmission des inégalités intergénérationnelles de richesse. La seconde section présentera les résultats des mesures de mobilité des patrimoines sur la période 1800-1938.

Notre population d’étude est constituée des familles issues de l’enquête « 3 000 familles », qui résident dans le département de Loire-Inférieure [6]. L’itinéraire patrimonial des lignées familiales reconstituées couvre quatre, cinq, voire six générations [7]. Ces biographies ont été réalisées à partir des archives successorales de l’Enregistrement. Administration fiscale chargée de taxer les mutations, elle offre la possibilité d’établir de véritables « livrets patrimoniaux » individuels.

La reconstitution généalogique a permis de dessiner 289 arbres d’au moins 3 personnes. Ces 289 arbres rassemblent 4 521 personnages, hommes et femmes, TRA et non TRA. Parmi les 1 347 individus pour lesquels nous détenons des informations patrimoniales, 1084 ont pu être identifiés et « positionnés » dans les arbres généalogiques. Une codification a été élaborée qui précise, pour chaque individu présent dans l’arbre, sa génération par rapport à l’ancêtre fondateur, son sexe, le nombre total d’enfants dans la fratrie et le rang de naissance.

Au XIX^e siècle, pour la période 1840-1849, la proportion de défunts solvables selon l’Annuaire est de 54,6 %, leur succession moyenne étant de l’ordre de 100 000 francs 2000. Pour la période correspondante, la proportion de défunts solvables en Loire-Inférieure est de 56,8 % et ceux-ci laissent en moyenne environ 88 000 francs 2000. Le taux de recouvrement entre la moyenne de notre échantillon et la moyenne nationale est de 0,88 [12].

On notera par ailleurs à partir de l’Annuaire Statistique de 1966 que le paysage est totalement différent entre Paris et le reste de la France : en effet, le nombre de défunts parisiens laissant un legs était seulement de 27 % mais ces derniers transmettaient en moyenne près de 1 000 000 de francs 2000, soit plus de dix fois le montant du legs moyen observé dans le reste de la France.

Pour le XX^e siècle, nous avons utilisé les statistiques des successions de l’administration fiscale concernant la période 1902-1994 recensée par Piketty (2001) [13]. Sur la période 1902-1913, la succession moyenne pour la France entière (y compris Paris) est de 282 500 francs 2000 et sur la période 1925-1938 de 124 600 francs. Ces montants sont très supérieurs à ceux observés dans notre échantillon (respectivement 60 200 francs 2000 et 45 000 francs) [14].

L’identification des pères d’ego a été menée à partir des généalogies reconstituées. Pour les fondateurs de lignée, les informations relatives au père sont manquantes. Par ailleurs, dans le cas de migrations, même si nous connaissons l’identité du père, les données successorales le concernant sont absentes puisque conservées hors du département. Sur les 1 084 défunts répertoriés, nous avons reconstitué 641 « couples » père-enfant. Parmi ces binômes, nous avons éliminé les individus qui étaient décédés avant leur père (58 cas), morts trop jeunes (134 cas avant 6 ans,) ou pour lesquels nous ne disposions pas de la date de naissance (28 cas). Enfin, nous avons dû éliminer les cas d’enfants décédés après 1938 pour lesquels nous ne disposions pas des données successorales. Au final, notre population rassemble 314 « couples » père-enfant.

TABLEAU 1
NOMBRE D’HERITIERS ENTRE 1800 ET 1939

Enquête TRA et Archives départementales de Loire Atlantique.

Il s’agit à présent de comparer les résultats obtenus uniquement à partir des données des binômes « père-enfant » aux données de l’ensemble des défunts TRA du département.

Le tableau 1 recense les montants de transmission de notre population de binômes. Ainsi, près des deux tiers (61,8 %) des pères laissent une succession alors que, sur l’ensemble de la population du département, le chiffre était inférieur (48,6 %). Cette différence s’explique par le fait que nos binômes rassemblent une population ayant systématiquement des enfants peut-être plus incitée à laisser un héritage (Arrondel et Masson, 2003).

Ce constat est vérifié au niveau des montants transmis puisqu’en moyenne, nos pères transmettent près de 113 000 francs alors que la succession moyenne de l’ensemble des défunts est de 70 750 francs. Autre résultat cohérent : dans le cas des binômes, plus de la moitié des enfants ont un père qui leur a transmis des biens (55,1 %) alors que pour l’ensemble des héritiers cette proportion n’est que de 43 %.

L’échantillon retenu des binômes père-enfant concerne ainsi une population plus riche que la population totale des TRA du département.

La thématique de la mobilité intergénérationnelle s’intéresse à la question de savoir si on a plus de chances d’être riche (pauvre) soi-même si son père était riche (pauvre). Elle conduit en fait à analyser le rôle de l’héritage en matière d’inégalité des ressources en nous donnant une mesure du phénomène de « régression vers la moyenne » de la richesse. Avant d’établir, à l’aide de l’économétrie, le coefficient de mobilité, mesurons, à l’aide du degré de corrélation [16], la proximité entre la distribution des fortunes des pères et celle des enfants. La matrice de mobilité fournit une vision alternative de cette proximité. Corrélation et matrice de mobilité évaluent l’intensité du lien entre les fortunes des parents et celles de leurs enfants.

TABLEAU 2
CORRELATION ENTRE LA FORTUNE DU PERE ET CELLE DE L’ENFANT ENTRE 1800 ET 1939

Enquête TRA et Archives départementales de Loire Atlantique

TABLEAU 3
MATRICE DE MOBILITE INTERGENERATIONNELLE PERE-ENFANT ENTRE 1800 ET 1939

Enquête TRA et Archives départementales de Loire Atlantique.

Une autre manière de mesurer la proximité des fortunes entre les générations consiste à construire une matrice de mobilité (tableau 3). La population a été classée en trois groupes de richesse. Le premier groupe correspond aux successions dont les valeurs sont inférieures aux valeurs médianes des distributions de richesse des deux générations [19]. Les successions appartenant au groupe des 50 % les plus riches ont été scindées en deux groupes qui correspondent au 3^e et 4^e quartile. L’intérêt de cette classification est qu’elle situe les individus au sein de leur génération respective : il s’agit donc de la comparaison de positions relatives.

Les 50 % des pères les plus pauvres lèguent en moyenne 545 francs, les 50 % des enfants les plus pauvres, 1 021 francs ; les 25 % des pères les plus riches transmettent en moyenne 436 755 francs, les 25 % des enfants les plus riches, 270 285 francs. Les moyennes étant très sensibles aux valeurs extrêmes, il est préférable de se référer aux valeurs médianes pour comparer les richesses des pères et des fils appartenant aux quartiles les plus riches. On constate alors que contrairement au patrimoine moyen, elles sont très proches d’une génération à l’autre : 92 336 francs dans le cas des pères et 106 295 francs dans le cas des fils. On ne constate en fait ni enrichissement ni appauvrissement d’une génération à l’autre.

À partir de la matrice de mobilité, on relève que 64 % des enfants dont le père était pauvre le sont également. Au sein de ce groupe, 9 % sont devenus riches, les autres se situant dans la même tranche de richesse que leur père. Inversement, 49 % des enfants de pères riches le restent, mais ils sont 35 % à s’appauvrir. Il est plus difficile de rester riche que de rester pauvre.

où X représente dans notre cas le patrimoine légué au sein de la famille i par les générations des fils ( t+1 ) et des pères ( t ) ; α et β sont les paramètres à estimer ; ε_t+₁i est le terme résiduel aléatoire.

Avec une valeur de β comprise entre 0 et 1 (strictement), les enfants des familles les moins fortunées sont en majorité mieux lotis que leurs parents bien qu’ils restent désavantagés par rapport à la moyenne de leur génération. À l’inverse, les descendants des familles plus riches sont statistiquement moins fortunés que leurs parents même s’ils restent à un niveau supérieur au niveau du patrimoine moyen de leur génération. Le coefficient (1- β) est donc un indicateur de la mobilité intergénérationnelle des patrimoines et β est une mesure de « l’inégalité des chances ».

En d’autres termes, si β est égal à 1, la société est immobile, les enfants héritent des mêmes positions que leurs parents ; si β est égal à 0, tous les enfants ont leur chance indépendamment de la position de leurs parents [21]. Si β est inférieur à 1, on parle alors de « régression vers la moyenne ».

Précisons néanmoins que ce phénomène ne signifie pas que l’inégalité intragénérationnelle diminue puisque celle-ci dépend à la fois des caractéristiques de β et de celles du résidu ε_t+₁i [22]. Pour la Loire-Inférieure par exemple, l’inégalité mesurée à partir de l’indice de Gini [23] est sensiblement la même pour chacune des deux générations. La régression vers la moyenne traduit simplement le degré de mobilité intergénérationnelle de la richesse c’est-à-dire le fait de savoir si la société « patrimoniale » est figée ou mobile.

Ce modèle statistique peut s’appliquer à de nombreux phénomènes : la taille des individus, qui a été le premier objet d’analyse chez Galton [24], le nombre d’années d’études, les revenus et les salaires, le nombre d’enfants. Ainsi, à partir des études empiriques menées principalement aux États-Unis dans la seconde moitié du XX^e siècle, on peut situer ce coefficient à 0,29 pour le nombre d’années d’étude, 0,34 pour les salaires et 0,68 pour la taille de la famille (Mulligan 1999). Ce sont les comportements familiaux qui se transmettent le plus entre les générations alors que le niveau d’éducation des enfants est moins déterminé par celui des parents.

Les élasticités présentées ici sont issues des régressions économétriques reportées en annexe. Compte tenu de la nature de la variable expliquée – le patrimoine au décès de l’enfant –, qui présente de nombreuses valeurs nulles, le modèle d’estimation utilisé est un modèle Tobit [28] qui estime simultanément la probabilité d’être un défunt solvable, et conditionnellement au fait de laisser un patrimoine, le montant transmis ( cf. Greene, 2000) [29].

Pour l’ensemble de la population, soit nos 314 relations père-enfant, et avec le modèle le plus simple qui régresse la fortune léguée par l’enfant en fonction de celle laissée par son père sans se soucier ni de la période, ni des autres caractéristiques des défunts, l’élasticité globale est de l’ordre de 0,44 (modèle 1 en annexe 1). Des parents deux fois plus fortunés que la moyenne ont des enfants laissant une richesse de 44 % supérieure à leurs congénères.

Les mêmes estimations calculées sur chacune des périodes (modèles 5,6,7, annexe 1) aboutissent à une valeur sensiblement plus importante dans la deuxième moitié du XIX^e siècle, supérieure à 0,56, alors que le coefficient n’est pas significatif avant [30]. Pour la période 1900-1940, l’élasticité est de 0,42. La société de Loire-Inférieure semble être donc plus mobile après 1900.

Les mesures précédentes peuvent être influencées par la durée de la période qui s’écoule entre le décès du père et celui de son enfant. Si l’on intègre cette durée comme facteur explicatif de la fortune laissée par le fils (modèle 3, annexe 1), on constate que la mesure de l’élasticité n’est pas modifiée (0,43). La durée entre le décès du père et celui du fils n’influence pas le montant légué par le fils.

La prise en compte du code socioprofessionnel des deux générations comme variable explicative supplémentaire modifie fortement les résultats (modèle 4, annexe 1) [31]. La valeur de l’élasticité diminue de près de la moitié, se situant autour de 0,24. Comment expliquer cette diminution ?

En fait ce résultat n’est pas surprenant si l’on considère que le patrimoine est très lié à l’activité professionnelle. L’inégalité des patrimoines au sein de la génération des enfants s’explique également par les catégories socioprofessionnelles. La transmission des inégalités passe aussi par la transmission des positions professionnelles. Le processus d’accumulation patrimoniale ne peut s’expliquer exclusivement par le montant de patrimoine reçu par héritage. L’individu accumule par lui-même au cours de son cycle de vie et cette accumulation dépend d’un certain nombre de facteurs explicatifs autres dont la position professionnelle. Dans le cas de la Loire-Inférieure, région à dominante fortement rurale et où le patrimoine professionnel « agricole » est une composante importante de la richesse, la moitié de l’immobilité inter-générationnelle des fortunes est expliquée par l’immobilité professionnelle [32].

Il y a décomposition du processus de transmission entre la part qui incombe au grand-père et la part qui incombe au père [34].

Le modèle a été estimé sur 171 triplets grand-père – père – enfant (annexe 3). L’élasticité de la fortune de l’enfant par rapport à celle de son père est plus faible que dans le cadre à deux générations : elle est ici de l’ordre de 0,30 contre 0,40 si on l’estime sur deux générations. L’élasticité par rapport à celle de son grand-père est de 0,27. En d’autres termes, avoir un grand-père deux fois plus riche que la moyenne signifie que son petit-fils léguera 27 % de plus que la moyenne de sa génération [35].

Harbury et Hitchens (1979) recensent, à partir des données successorales, les successions de pères décédés en 1902 appartenant à des familles très riches du Royaume-Uni. Ils associent ensuite ces successions à celles de leurs enfants. Les élasticités obtenues sont de l’ordre de 0,50. En d’autres termes, des parents léguant deux fois la succession moyenne de leur génération ont des descendants qui laisseront à leurs enfants 50 % de plus que la succession moyenne de leur propre génération.

Menchik (1979) étudie la relation entre la richesse de parents fortunés (supérieure à 40 000$) et celle de leurs enfants à partir des données successorales d’un échantillon de défunts du Connecticut, décédés durant la période 1930-1940. Les informations concernant les enfants sont issues de la même base pour ceux d’entre eux morts dans le même État à la fin 1976. Son étude est basée sur l’observation d’un échantillon de 190 paires parent-enfant. La corrélation entre la richesse du parent et celle de l’enfant est de l’ordre de 0,60 et il obtient des mesures de l’élasticité entre la fortune des parents et celle des enfants se situant entre 0,69 et 0,76.

L’étude de Kearl et Pope (1981) se rapproche davantage de la nôtre. Kearl et Pope utilisent un échantillon de données de la deuxième partie du XIX^e siècle (1850-1900) concernant les successions de Mormons dans l’Utah pour lesquels ils disposent des généalogies. La population retenue rassemble des riches et des moins riches. Comme Menchik et nous-mêmes, leur échantillon est restreint aux pères et à leurs enfants morts dans le même État. Ils obtiennent une mesure de l’élasticité inférieure à celle de Menchik, de l’ordre de 0,34.

Les études qui se basent sur des données en coupe instantanée comparant la fortune du père et celle de leurs enfants obtiennent en général des mesures d’élasticité inférieures. Ceci vient en partie du fait qu’elles sont calculées avant héritage et qu’elles concernent la population globale. Elles s’intéressent donc davantage aux autres facteurs de la transmission des richesses (aptitudes, éducation, stratégie professionnelle, influence culturelle, transferts inter vivos …). Walh (1985) pour des données américaines du XIX^e siècle estime des coefficients entre 0,35 et 0,60. Mulligan (1997) obtient des élasticités se situant entre 0,40 et 0,50 pour les États-Unis à partir de données de la fin des années 90. Enfin, toujours pour les USA et à la même période, Charles et Hurst (2002) obtiennent une mesure inférieure de l’ordre de 0,37.

Sur trois générations, les seules valeurs comparables sont celles de Walh (1985) qui obtient simultanément une élasticité entre 0,2 et 0,3 pour la richesse du père et de 0,05 pour le grand-père. L’influence de la fortune du grand-père est dans leur cas beaucoup plus faible que dans le nôtre.

L’étude économétrique de la transmission des inégalités aboutit à la conclusion d’une immobilité intergénérationnelle des fortunes entre 1800 et 1938 relativement importante : une fortune double de la fortune moyenne dans la génération des pères se traduit en moyenne pour leurs enfants à une fortune au décès qui représente 1,45 fois la fortune moyenne de leur propre génération. La « régression vers la moyenne » existe mais elle se situe à mi-chemin entre ce que Galton définit comme une société immobile et une société totalement égalitaire où chaque génération repart à zéro ne bénéficiant d’aucun avantage par rapport à la génération qui l’a précédée.

Pour expliquer le lien entre les fortunes des différentes générations, on peut invoquer divers facteurs : des facteurs institutionnels comme le Code civil qui impose l’équirépartition, et la fiscalité qui vise à réduire les inégalités intragénérationnelles ; des facteurs démographiques comme la nuptialité et la fécondité ; des facteurs sociaux comme l’homogamie ; enfin des facteurs économiques liés principalement à la croissance. Elle dépend aussi des comportements d’épargne des individus.

Nos données nous ont permis par exemple de mettre en évidence le facteur professionnel. On a pu constater que la classe sociale influençait très fortement la vitesse de régression vers la moyenne qui diminue alors de moitié. La transmission du patrimoine s’accompagnait le plus souvent de celle du statut d’activité : près des deux tiers des défunts étaient soit agriculteurs, patrons de l’industrie et du commerce ou rentiers, activités liées au patrimoine.