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Revue économique

2005/6 (Vol. 56)


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Introduction

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La grande majorité des pays de l’ocde sont engagés dans un processus de vieillissement de leur population qui menace considérablement la viabilité financière des systèmes de transferts sociaux. D’ici 2050, la part des personnes âgées (60 ans et plus) sera, en moyenne, multipliée par 1,5 dans les grands pays européens. Le phénomène sera particulièrement marqué en Allemagne (1,56), en France (1,61) et en Italie (1,69). Plusieurs solutions économiques ont été envisagées dans la littérature pour atténuer ce problème. Dans ce débat, la question d’une réouverture contrôlée de l’immigration est réapparue dans certaines sphères politiques et institutionnelles. Le rapport récent des Nations-Unies [2000], qui analyse les flux d’immigration nécessaires pour neutraliser le vieillissement, aboutit à l’idée que les soldes migratoires requis pour stabiliser le ratio de dépendance à son niveau actuel sont peu réalistes à long terme. Selon ces projections, les flux nets d’immigration annuels nécessaires en France, pour maintenir le ratio de dépendance en 2050 à son plus haut niveau d’après 1995, s’élèvent à 1 700 000 personnes. Bien que l’immigration de remplacement ne puisse constituer la solution aux défis du vieillissement démographique [1][1] Face à un vieillissement par le haut (recul de la mortalité..., elle reste un des leviers potentiels pouvant être activés. Ainsi, la Commission européenne – via le commissaire Vitorino – a défendu l’idée que ni l’« immigration zéro », ni l’ouverture totale des frontières ne sont tenables ; une « troisième voie » consisterait à définir le volume acceptable pour l’Europe et le type de flux migratoires à privilégier.

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Ce débat sur l’immigration de remplacement est étroitement lié à celui sur la sélection des immigrés. D’un point de vue économique, les entrants qualifiés sont susceptibles de s’intégrer plus facilement sur le marché du travail et de contribuer davantage aux finances publiques. Il n’est d’ailleurs pas certain qu’une immigration non sélectionnée joue un rôle bénéfique dans le débat sur le vieillissement. Les travaux de finances publiques menés sur les États-Unis et sur certains pays européens suggèrent que la contribution des immigrés non qualifiés aux comptes de l’État peut s’avérer négative [2][2] C’est en tout cas ce que montrent les travaux de comptabilité.... Logiquement, des pays tels que les États-Unis, l’Australie, le Canada ou encore récemment l’Allemagne ont mis sur pied des programmes de sélection visant à accroître la proportion de migrants qualifiés. Habituellement, ces programmes visent à introduire un système à points, fondé sur les capacités d’intégration potentielle des immigrés dans le circuit économique. Le but prioritaire est d’adapter le cadre légal au marché du travail lorsque de profonds déséquilibres sont observés. À cette préoccupation s’ajoute explicitement la lutte contre le vieillissement démographique. Ainsi, le rapport de l’institut allemand iza (décembre 2001) recommandait d’augmenter annuellement les flux migratoires de 200 000 visas d’entrée permanente (ce chiffre couvrant 120 000 travailleurs, en plus de leur famille) pour compenser les pertes démographiques en Allemagne. Il propose une sélection fondée sur des critères différents selon trois types d’immigrants (investisseurs, migrants travailleurs ou agents des compagnies multinationales et scientifiques hautement qualifiés). Pour les investisseurs, il n’y aurait pas de filtre à l’immigration. Pour les travailleurs, un certain nombre de critères seraient émis selon un système de points où interviendrait l’âge, la qualification, la connaissance de la langue, le patrimoine financier… Les scientifiques hautement qualifiés, quant à eux, pourraient bénéficier d’un processus de sélection plus flexible.

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Le débat est également lancé en France et s’appuie sur la notion de politique d’immigration « choisie » (plutôt que « subie ») consistant à instaurer des quotas par profession, qualification et/ou par pays. Ces propositions soulèvent des enjeux économiques, politiques et éthiques importants qui ne laissent personne indifférent. Malgré de nombreux débats animés, beaucoup d’incertitudes subsistent dans tous les domaines. Ex ante, il est très difficile d’évaluer les capacités des nations européennes à drainer une main-d’œuvre qualifiée, traditionnellement guidée par des phénomènes d’autosélection et par ses habitudes historiques. Ex post, les retombées économiques potentielles des politiques de « quotas choisis » sont largement méconnues. Étant donné la croissance vertigineuse des transferts internationaux de capital humain [3][3] Docquier et Marfouk [2005] estiment que le stock d’immigrés..., il est primordial aujourd’hui de cerner leur impact potentiel sur les trois catégories d’acteurs concernées, les migrants, la population des pays d’origine et les natifs dans les pays d’accueil :

  • concernant les migrants (ou les candidats à la migration), une politique de sélection et de contrats ciblés peut influer sur les capacités d’intégration et l’ampleur de la discrimination envers les immigrés. Toutefois, le débat sur la sélection ne saurait occulter les problèmes posés par l’immigration clandestine, l’asile politique et les réfugiés. Les objectifs politiques sont relativement antagonistes et les acteurs appartiennent à des catégories différentes ;

  • concernant les conséquences pour les pays d’origine, l’Europe comble son déficit d’échange de capital humain avec les grandes nations d’immigration en attirant une main-d’œuvre qualifiée en provenance de pays plus pauvres. Une sélection accrue des immigrés européens ne peut que renforcer le phénomène de fuite des cerveaux, peut-être même jusqu’à générer une situation de demande excédentaire à l’échelle mondiale (pas assez de candidats à l’émigration). Si la littérature récente [4][4] Voir Commander et al. [2003] pour une revue détaillée... met en exergue certains effets positifs induits par l’exode des cerveaux sur les pays d’origine (via les transferts de fonds, les retours, les effets d’incitation), les analyses empiriques manquent pour dresser un bilan global et fiable des implications en termes d’écarts Nord-Sud ;

  • enfin, concernant les pays d’accueil, il y a peu de consensus sur les effets macroéconomiques de l’immigration, que ce soit les effets transitant par le marché du travail, par les finances publiques, par la structure de consommation ou par les conditions technologiques [5][5] Pour un survol de la littérature sur ces différents... (dilution du capital, biais de progrès techniques, etc.). De plus, très peu d’analyses ont tenté de rassembler ces différents canaux d’influence dans un schéma unifié et cohérent.

Se concentrant sur la troisième problématique, cet article propose une analyse des conséquences de l’immigration de remplacement sur l’économie française. Notre étude se situe à un niveau macroéconomique. Elle n’aborde pas les conséquences des politiques sélectives répondant aux difficultés de recrutement dans certains secteurs économiques (santé, construction…). Elle permet toutefois d’analyser le bien-fondé des politiques d’immigration face aux mutations démographiques. Afin de cerner toutes les facettes de la question, nous proposons la construction d’un modèle d’équilibre général calculable à générations imbriquées (ci-après modèle egc-gi) avec agents hétérogènes. Ce modèle repose sur une description explicite des comportements d’épargne, de consommation et d’éducation des natifs. Il prend en compte l’impact des migrants sur les recettes et les dépenses de l’État, sur les rémunérations des travailleurs, sur le rendement du capital physique et humain, sur les choix éducatifs et sur les inégalités entre individus. Il s’inscrit dans la lignée des travaux de Storesletten [2000] sur les États-Unis et de Fehr et al. [2004] sur l’économie mondiale. Comparativement à ces études, il repose sur un bloc sociodémographique détaillé, sur un calibrage rétrospectif minutieux et sur une modélisation fine des caractéristiques des immigrés. Ceci tranche avec Fehr et al. [2004], qui supposent qu’un immigré adopte automatiquement les caractéristiques d’un natif une fois la frontière passée, ou avec Storesletten [2000] qui considère que les immigrés, quel que soit leur niveau de qualification, entrent aux États-Unis sans aucun patrimoine. À l’intérieur de chaque génération, nous distinguons les immigrés et les natifs selon leur âge, leur niveau d’éducation, leur expérience professionnelle et leur patrimoine financier. D’inspiration néoclassique, le modèle part du principe que les mouvements d’offre et de demande sur les marchés du travail engendrent des pressions à la hausse ou à la baisse sur les salaires. Conformément aux résultats des études économétriques récentes sur la France [6][6] Voir les travaux de Gross [1999] et Jayet et al. [..., nous n’introduisons pas d’effet spécifique de la main-d’œuvre immigrée sur les conditions d’emploi des natifs.

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En considérant que l’investissement national est financé par l’épargne nationale, nous négligeons la possibilité qu’un vieillissement différencié entre les grandes nations industrialisées puisse affecter les mouvements de capitaux. Cette hypothèse revient à supposer que les mouvements démographiques français engendrent les mêmes pressions sur le marché du capital que les mouvements internationaux. Nous calibrons notre modèle sur la période d’après-guerre en utilisant un grand nombre de données démographiques, des profils détaillés des transferts publics, des observations sur les niveaux d’éducation, l’âge de la retraite et les taux de participation au marché du travail. Le modèle est exclusivement utilisé à des fins prospectives.

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Par rapport à un scénario de référence qui reproduit le vieillissement de la population française et dans lequel les flux migratoires suivent les perspectives officielles de l’insee, nous considérons deux scenarii alternatifs. La variante Immigration de remplacement traditionnelle, proche de celle des Nations-Unies, envisage l’immigration nécessaire pour stabiliser la taille de la population en âge de travail après 2010 (année à partir de laquelle la population active baisse). Les qualifications de ces immigrés suivent la tendance actuelle. La variante Immigration choisie est fondée sur les mêmes volumes que la première, mais suppose une structure par qualification des nouveaux immigrés identique à celle des natifs. Nos résultats révèlent que stabiliser la taille de la population en âge de travailler requiert des flux annuels d’immigration importants : par rapport aux projections officielles, il faut multiplier le flux annuel d’immigration nette par trois ou quatre selon les décennies. Sur un siècle, les effets directs et indirects de l’immigration de remplacement engendrent une augmentation de population d’environ 20 %. L’impact sur les finances publiques est relativement modéré dans la mesure où cette politique ne réduit que d’environ un tiers le coût du vieillissement. Une politique de sélection des immigrés additionnels entraîne un effet légèrement plus important sur le pib par tête mais a des conséquences négatives sur les primes de qualification et sur les choix éducatifs des natifs. Concernant les finances publiques, cette politique sélective a des effets bénéfiques plus importants à moyen terme, mais ses gains sont légèrement inférieurs à ceux du scénario Immigration de remplacement à long terme. Finalement, dans les deux scenarii, toutes les cohortes de natifs voient leur bien-être s’accroître suite à la modification de la politique d’immigration, et ceci quelle que soit la catégorie de natif considérée.

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La suite de cet article se structure de la façon suivante. Le modèle est exposé dans la section 2. La méthodologie de calibrage et les données utilisées sont décrites dans la section 3. La section 4 présente les résultats des simulations, en distinguant le scénario de référence et deux variantes de politique migratoire. Enfin, la section 5 conclut.

Un modèle EGC-GI avec agents hétérogènes

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Afin d’évaluer l’impact économique de l’immigration, il est nécessaire de décrire précisément l’environnement démographique et économique dans lequel les migrants interagissent avec les natifs. Une description plus complète est proposée dans Chojnicki [2004] ou dans Chojnicki et al. [2005].

Le bloc démographique

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Le bloc démographique offre une représentation fidèle de la structure par âge, par niveau d’éducation et par lieu de naissance de la population française [7][7] Est considéré comme immigré tout individu né à l’étranger.... À chaque période de temps, la population est formée de huit cohortes adultes, allant de celle âgée de 15 à 24 ans (notée cohorte 0) à celle âgée de 85 à 94 ans (notée cohorte 7). Une période du modèle équivaut donc à dix années. Les individus âgés de 0 à la période t forment donc la cohorte t.

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Comme nous l’avons évoqué, nous considérons deux sources d’hétérogénéité à l’intérieur de chaque cohorte. La première concerne le niveau d’éducation des individus. Nous distinguons trois grands niveaux d’éducation : le niveau d’éducation inférieur au baccalauréat (aucun diplôme, certificat d’études primaires, bepc, bep, cap), le niveau baccalauréat (baccalauréat général, technologique ou professionnel, brevet professionnel ou de technicien, capacité en droit) et le niveau supérieur au baccalauréat (diplôme universitaire, bts, dut, diplôme des professions sociales ou de la santé, diplôme d’ingénieur). Ces catégories [8][8] Dans la suite de l’article, nous utilisons la terminologie... sont notées, respectivement, par les exposants S = L, M, H. La seconde source d’hétérogénéité concerne l’origine nationale. Nous distinguons les natifs et les immigrés et ces catégories sont notées, respectivement, par les indices X = N, M. Comme dans Storesletten [2000], nous supposons que le niveau d’éducation des immigrés de deuxième génération est indépendant du niveau d’éducation de leurs parents : les immigrés de seconde génération se comportent comme des natifs.

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À l’instant t, la population d’âge j(j = 0, …, 7), de niveau d’éducation S(S = L, M, H) et de nativité X(X = N, M) est dénotée par PSX,j, t. Par souci de simplicité, nous supposons que les individus donnent naissance à leurs enfants à 30 ans, au milieu de leur deuxième période de vie adulte (j = 1). Par conséquent, les enfants naissant à la date t (de parents de la cohorte t – 1) atteignent l’âge de 15 ans en t + 2. Les taux de fécondité diffèrent avec le niveau d’éducation et l’origine. À l’instant t, le nombre d’enfants par individu de niveau d’éducation S et de nativité X est noté nSX,t. Les agents les plus jeunes (de la classe d’âge j = 0) décident de la poursuite ou non de leurs études et donc de leur niveau d’éducation. À l’instant t, les proportions de jeunes individus optant pour les différents niveaux d’éducation (S = L, M, H) sont notées par ?Lt, ?Mt, ?Ht. Les individus toujours scolarisés à 18 ans doivent choisir entre un niveau moyen ou supérieur d’éducation sur la base des différences de revenu anticipé. Les proportions ?Mt et ?Ht sont endogènes, ce qui permet de tenir compte de l’impact de la population immigrée sur les choix éducatifs des natifs. À l’inverse, les agents non qualifiés sont ceux qui ont arrêté leur scolarité avant 18 ans, c’est-à-dire avant de devenir adultes. Nous considérons ainsi que la proportion de faiblement éduqués, ?Lt, est exogène. Ce processus de choix éducatifs des natifs est décrit en détail plus loin dans l’article.

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À chaque période, de nouveaux immigrés entrent dans le pays. La variable IS0,t mesure le nombre de jeunes migrants entrant dans le pays d’accueil à l’âge 0 avec un niveau d’éducation S. Dans le même temps, des natifs et des immigrés quittent le pays. Les variables ?SN,j, t et ?SM,j, t mesurent respectivement les taux nets d’émigration (émigrants moins immigrants, rapporté à la taille de la cohorte à la période précédente) chez les natifs et les immigrés de niveau d’éducation S et d’âge j. Ces taux sont positifs pour les natifs et peuvent être positifs ou négatifs pour les migrants selon l’âge et l’année considérée. Finalement, un certain nombre d’individus meurent à chaque période dans chacune des cohortes. Ces taux de mortalité ne dépendent que du niveau d’éducation et sont donc similaires pour les migrants et les natifs de même qualification. Nous désignons par ?Sj, t(j = 1, …, 7) la proportion d’individus de niveau d’éducation S décédant entre l’âge j – 1 et l’âge j.

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La dynamique de la population est déterminée par un ensemble de 48 équations par période (six équations par cohorte). Le nombre de jeunes natifs (âgés de 15 à 24 ans) de niveau d’éducation S regroupe les enfants des natifs et des immigrés de la génération t – 2 pondérés par la probabilité d’appartenir à la qualification S. Le nombre de jeunes migrants est supposé exogène :

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S’agissant des autres cohortes, nous utilisons un processus dynamique relativement simple basé sur les probabilités de décès, l’immigration et l’émigration. La taille des cohortes âgées de 1 à 7 s’écrit :

Le comportement des entreprises

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Le secteur production joue un rôle crucial dans l’analyse des effets de l’immigration puisqu’il définit la manière dont les migrants concurrencent les natifs sur le marché du travail. Plutôt que de supposer l’existence de plusieurs marchés de travail (pour les travailleurs faiblement, moyennement et hautement qualifiés, pour les jeunes, les plus vieux, etc.), nous faisons l’hypothèse que les travailleurs d’âge, de diplôme et d’origine différents offrent différentes combinaisons d’étude et d’expérience. L’intérêt de cette approche réside dans le fait que le nombre de facteurs en concurrence est indépendant du nombre de groupes considérés [9][9] Ceci diffère de l’approche de Card et Lemieux [2001].... Formellement, à chaque période, une firme représentative utilise du travail en unités efficaces (Qt) et du capital physique (Kt) afin de produire un bien composite (Yt). Nous supposons une fonction de production de type Cobb-Douglas à rendements d’échelle constants :

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où ? mesure la part des revenus du travail dans le produit national et At désigne un processus exogène déterminant la productivité globale des facteurs.

Découlant de la littérature mincerienne portant sur la détermination des salaires, la quantité de travail en unités efficaces (Qt) agrège de manière explicite les attributs des travailleurs natifs et immigrés. Elle repose sur les travaux de Ben Porath [1967], Card et Lemieux [2001] ou Wasmer [2001a]. Comme discuté dans Chojnicki et al. [2005], le choix de cette fonction de production conditionne fortement l’impact de l’immigration sur les variations de l’offre d’attributs. La quantité de travail en unités efficaces combine le travail physique, l’expérience et l’éducation à l’aide d’une transformation ces :

où Lt mesure le travail physique, Et représente expérience et Ht désigne l’éducation. Le paramètre ? est l’inverse de l’élasticité de substitution entre ces attributs et ? est un paramètre de préférence pour l’expérience. Enfin, ? est un processus exogène désignant le progrès technique biaisé vers la qualification.

Cette firme représentative se comporte de façon concurrentielle sur les marchés des facteurs et maximise son profit :

d représente le taux de dépréciation du capital physique, rt est le taux d’intérêt et wLt, wHt, et wEt sont les rémunérations associées au travail physique, à l’éducation et à l’expérience. Les conditions de maximisation du profit par la firme s’écrivent :

Clairement, l’offre d’expérience et l’offre d’éducation influencent le taux de rendement de ces deux facteurs. Le progrès technologique biaisé, ?t, influence la prime de qualification, wHt / wLt = [Ht/Lt]?-1?t, mais n’a aucun effet sur la prime d’expérience, wEt / wLt = ? [Et/Lt]?-1. Si ?/? < 1, une augmentation du stock d’éducation ou d’expérience réduit le niveau du salaire de base wLt.

Les choix de consommation et d’épargne

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Les individus ont une durée de vie incertaine découlant de la probabilité de mourir à la fin de chaque période de vie. Ils maximisent une fonction d’utilité attendue de cycle de vie qui ne dépend que des dépenses de consommation. S’appuyant sur De la Croix et Docquier [2003], nous utilisons une forme de type séparable par rapport au temps et logarithmique :

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cSX,j, t + j est la consommation de la génération t à l’âge j d’un consommateur de niveau d’éducation S et d’origine X. Le terme ?j, t + j = ?js = 1 ?s, t(j = 1, …, 7) est la probabilité cumulée d’être en vie à l’âge j (évaluée par rapport à l’âge 0) et telle que ?0, t + 0 = 1.

Dans l’esprit d’Arrow-Debreu, nous postulons l’existence d’un marché pour chacune des consommations contingentes. Cela revient à supposer que chaque individu a la possibilité de s’assurer en début de vie contre l’incertitude sur sa durée de vie. Les agents nés à l’instant t doivent choisir le plan optimal de consommations contingentes qui maximise leur utilité attendue sous contrainte budgétaire et étant donné la séquence de prix contingents [10][10] La mortalité représente la seule source d’incertitude..... La contrainte budgétaire requiert l’égalité entre la valeur attendue des dépenses et des revenus. Pour un natif, cette contrainte budgétaire s’écrit de la manière suivante :

où ?ct + j est le taux de taxe sur la consommation à la période t + j, pj, t + j est le prix d’une unité du bien dans le cas où l’individu est encore en vie à l’âge j, TSX,j,t + j désigne le total des transferts publics reçus à l’âge j (incluant les dépenses d’éducation, de retraite et tous les autres types de transferts), lSX,j, t + j mesure l’offre de travail à l’âge j et ?Lj, t + j, ?Hj, t + j et ?Ej, t + j représentent respectivement les salaires contingents nets de toutes taxes relatifs au travail physique, à l’éducation et à l’expérience.

La maximisation de l’utilité anticipée [8] sous [9] détermine la loi d’évolution des dépenses de consommations contingentes sur l’ensemble de la vie :

Le patrimoine implicite aSX,j, t + 1, est donné par la différence entre ses revenus et sa consommation :

Nous supposons que les immigrés, lors de leur entrée sur le territoire national, ont la même richesse que les natifs de même niveau de qualification et de même âge. Ceci revient à supposer qu’un immigré faiblement qualifié entrera dans le pays avec un faible montant de richesse alors qu’un immigré de qualification supérieure apportera davantage de patrimoine. La structure par âge et diplôme des immigrés étant sensiblement différente de celle des natifs, l’immigration affecte le stock de capital par travailleur. Les immigrés entrant à l’âge j > 0 adoptent ainsi les mêmes comportements que les natifs de même catégorie. Finalement, l’agrégation des consommations individuelles donne la consommation privée nationale :

Les choix éducatifs

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Les natifs choisissent également leur niveau d’éducation ou, de façon équivalente, la durée de leurs études. La variable exogène (telle que mesure la proportion de temps qu’un natif de niveau d’éducation S consacre à son éducation entre 15 et 24 ans. Comme indiqué précédemment, la proportion d’individus arrêtant leurs études avant le baccalauréat (?Lt) est exogène. Cette hypothèse repose sur le fait selon lequel la décision d’arrêter les études avant la majorité est souvent prise au niveau familial. Pour les individus ayant atteint un niveau de diplôme intermédiaire, le choix du nombre d’années d’étude est effectué en comparant les gains et les coûts d’une éducation plus longue. Le gain monétaire est capturé par le revenu anticipé de cycle de vie découlant de la contrainte budgétaire [9] :

L’effort nécessaire à l’obtention du diplôme est supposé proportionnel au coût d’opportunité de l’éducation, , où vt désigne le taux de subvention des dépenses d’éducation et ? est une variable d’échelle déterminant l’aptitude à s’éduquer. Cette aptitude ? est distribuée de manière uniforme sur .

La condition suivante définit l’intervalle de ? sur lequel l’éducation tertiaire domine l’éducation secondaire :

Cette condition peut se réécrire de la manière suivante :

où ?ct est le niveau critique d’aptitude en dessous duquel l’éducation tertiaire domine l’éducation secondaire au sein de la cohorte t.

Par conséquent, les proportions d’agents optant pour les niveaux d’éducation primaire, secondaire et tertiaire sont respectivement données par

avec la part exogène de jeunes travailleurs non qualifiés et ?t désignant un processus stochastique identiquement et indépendamment distribué (iid).

Offre de travail, d’éducation et d’expérience

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Le temps investi par les jeunes détermine leur profil d’offre de travail, d’éducation et d’expérience. Le vecteur d’offre de travail physique pour un agent de la génération t s’écrit :

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qt désigne le taux d’activité exogène en t et ?t + 4 représente le temps passé à la retraite (exogène) durant la cinquième période de vie (entre 55 et 64 ans). La variable qt est principalement introduite pour capturer l’évolution passée du taux de participation des femmes au marché du travail.

Comme dans Wasmer [2001b], nous supposons que le stock d’expérience d’un individu, , agrège les taux de participation passés :

avec ?je ? (0, 1) représentant un moins le taux de dépréciation de l’expérience au cours du temps.

Le capital humain éducatif, transforme l’investissement effectué durant la première période de vie en unités de travail efficaces selon une fonction à rendements décroissants. Ce vecteur s’écrit :

où ? > 0 et ? ? (0, 1) caractérisent la fonction de production de capital humain.

Les quantités agrégées de travail physique (Lt), d’expérience (Et) et d’éducation (Ht) sont données par :

Le secteur public

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Le vecteur des transferts publics, se compose des subventions à l’éducation, des pensions de retraite et des autres transferts :

représente le total des transferts liés à l’âge effectués par l’État aux agents d’âge j, de niveau d’éducation S et d’origine X. Le paramètre décrit le profil des transferts par âge, éducation et origine et gt est un paramètre d’échelle capturant la générosité du système de transferts sociaux. La variable endogène bSX,j, t + j mesure la pension allouée pour une période de retraite à plein temps aux individus de la génération t en période t + j(j = 4 à 7) et ?t + 4 désigne le taux de sortie du marché du travail. Afin de ne pas alourdir le modèle, nous supposons que cette pension est proportionnelle aux derniers revenus d’activité de la période en cours :

avec ?t désignant un processus exogène déterministe capturant la générosité du système de retraite et ?M capturant la pension relative d’un immigré en comparaison de celle d’un natif de mêmes caractéristiques (?N = 1). Les pensions de retraite sont ainsi implicitement indexées sur l’évolution des salaires perçus en quatrième période de vie pour un niveau d’éducation donné.

L’État dispose de la possibilité d’émettre des titres publics et de prélever des taxes sur les revenus du travail (?wt), sur les dépenses de consommation (?ct) et sur les revenus du capital (?kt) afin de financer les transferts publics et la consommation publique. Nous considérorns donc cinq grandes catégories de dépenses : les subventions à l’éducation, les pensions de retraite, les autres transferts individuels (santé, allocations familiales, aide sociale, etc.), la consommation publique non spécifique à l’âge et le paiement des intérêts de la dette. La contrainte budgétaire de l’État peut s’écrire comme suit :

où Dt représente la dette publique au début de la période t, ?t est la part de la consommation publique (non individualisée) dans le pib et est le total des transferts définit précédemment.

Plusieurs règles budgétaires peuvent être utilisées pour équilibrer la contrainte budgétaire (ajustement par les taxes, par les dépenses, par la dette publique). Nous supposerons que le ratio Dette/pib est donné et que la contrainte est équilibrée par un ajustement de la taxe apparente sur les salaires. Ce choix revient, entre autres, à imposer que l’ajustement des régimes de retraite, suite au vieillissement démographique, s’opère dans les différentes variantes par le seul taux de cotisation.

Détermination de l’équilibre concurrentiel

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À chaque date, le bien composite est pris comme numéraire : pt = 1. En notant rt le taux d’intérêt entre les dates t et t + 1, le facteur d’actualisation approprié à appliquer aux revenus et dépenses liées à l’âge j est donné par

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avec par convention R0,t = 1. Les salaires bruts d’équilibre à l’instant t + j sont notés wLt + j, wHt + j et wEt + j. Ils découlent des équations (5 à 7). Puisque la concurrence est parfaite sur le marché de l’assurance, les prix contingents sont reliés aux prix de marché par des conditions de non-arbitrage. Les prix contingents d’équilibre (actualisés) et les salaires nets à la période t s’écrivent :

Le taux de salaire individuel brut, wSX,j, t + j, étant la somme de trois composantes,

le taux d’imposition des revenus du travail, ?wt + j, affecte chacune de ces composantes de manière identique.

Définition 1 (Équilibre concurrentiel). Étant donné le processus démographique {PSX,j, t}X = N, M ; j = 0…7 ; t ? 0 ; S = L, M, H, le processus ?t et la distribution initiale de la richesse {aSX, j – 1, -1}, un équilibre concurrentiel intertemporel avec prévisions parfaites est caractérisé par :

  • un vecteur de variables individuelles {cSX,j, t, lSX,j, t, eSX,j, t, hSX,j, t} telle que la fonction d’utilité (8) est maximisée par rapport aux contraintes (9), (12), (13), (14) et (18) ;

  • un vecteur de variables relatives à la firme {Kt, Lt, Et, Ht} tels que les profits (3) sont maximisés par rapport aux contraintes technologiques (1) et (2) ;

  • un vecteur de taxes sur la consommation ?ct équilibrant la contrainte budgétaire de l’État (19) ;

  • un vecteur de prix contingents {pj, t + j, ?Lj, t + j, ?Ej, t + j, ?Hj, t + j} telles que les conditions de non-arbitrage (20) à (23) sont respectées ;

  • un vecteur de taux d’intérêt et de salaires {rt, wLt, wEt, wHt} tel que le marché des biens est à l’équilibre, Yt = Ct + Kt + 1 – (1 – d)Kt + ?tYt, ainsi que les marchés du travail (15), (16) et (17) et que la condition

est respectée pour la première période.

Calibrage du scénario de référence [11][11] Le scénario de référence et les variantes de politiques...

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Le processus de calibrage implique de récolter des données pour l’évolution des variables exogènes observées, de fixer un certain nombre de paramètres constants, de choisir un sentier d’évolution pour les variables exogènes non-observées et de formuler un certain nombre d’hypothèses sur l’évolution à venir de ces variables.

Données démographiques

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Dans le scénario de référence, le bloc démographique est calibré de manière à reproduire aussi fidèlement que possible les données sociodémographiques disponibles. Entre 1900 et 1960, nous n’effectuons pas de distinction entre les immigrés et les autochtones (X = N). À partir de 1970, nous modélisons de manière explicite l’impact de l’immigration sur la structure par âge et par niveau d’éducation de la population. L’évolution historique de la structure par âge de la population avant 1970 découle de Vallin et Meslé [2001]. Pour la période allant de 1970 à 2000, la structure par âge, niveau d’éducation et origine est obtenue par tabulation sur les recensements de la population de 1968, 1982, 1990 et 1999.

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Afin de calibrer les taux de fécondité, de mortalité et d’émigration nette, nous utilisons la méthode suivante. Les données des recensements de la population permettent de déterminer les parts d’individus faiblement, moyennement et hautement qualifiés chez les plus jeunes (?Lt, ?Mt, ?Ht,). Dans le scénario de référence, ces parts sont fixées de manière à correspondre aux observations et le processus de choix éducatif endogène est calibré de manière à reproduire leur évolution historique.

27

Puisque nous considérons des agents monozygotes, les taux de fécondité sont calibrés de manière à ce que le nombre de jeunes à chaque période corresponde exactement aux observations. Les données sur les différences de fécondité par niveau d’éducation et origine (nSX,t) sont obtenues de l’enquête soins/santé de 1993. Concrètement, nous estimons le nombre moyen d’enfants mis au monde par femme dans chacun des groupes considérés relativement à la fécondité des natifs faiblement qualifiés. Ensuite, le taux de fécondité de ce groupe de référence (nLN,t) est calibré de manière à ce que le modèle reproduise les observations sur le nombre de jeunes.

28

Les taux de mortalité par âge et niveau d’éducation (?Sj, t) ont été calculés sur la base des tables de survie par âge sur la période 1900 à 1990 de Vallin et Meslé [2001] et de celles découlant des projections officielles de population de Brutel et Omalek [2003] de 2000 à 2050. Les différences de mortalité selon le niveau d’éducation ont été évaluées à l’aide des estimations d’indicateurs standardisés de mortalité (smr) par niveau de diplôme et par âge découlant de Mejer [2004].

29

Partant de la structure par âge, niveau d’étude et origine de la population en 1970, le bloc démographique est utilisé afin d’identifier les deux processus exogènes pour lesquels nous n’avons pas de données : les taux nets d’émigration des natifs et des immigrés (?SN,j, t et ?SM,j, t ?j, S) entre 1970 et 2000. Ces deux processus sont simplement calibrés de manière à reproduire les observations de la structure par âge, niveau d’éducation et origine de la population.

30

Pour les décennies suivantes, tous les processus que nous avons décrits précédemment sont fixés de manière à reproduire les projections de population de Chojnicki [2005] donnant la structure par âge et origine de la population française jusqu’en 2100. Ces projections sont très proches des projections officielles de Brutel et Omalek [2003]. La répartition future de la population par niveau d’éducation est basée sur les prévisions officielles du ministère de l’Éducation nationale [2002]. Celles-ci donnent les sorties de formation initiale pour différents niveaux de diplôme jusqu’en 2010. La part des sorties diplômées du supérieur serait, selon ces estimations, de 36,9 % des jeunes d’une classe d’âge en 2010. Pour les années suivantes, nous supposons que la structure par niveau d’étude est stationnaire et tend progressivement vers la répartition des 15-24 ans en 2010.

Processus exogènes observés

31

Le taux de sortie du marché du travail en quatrième période de vie, ?t + 4, est calculé à l’aide des données sur l’âge effectif de départ à la retraite de Blondal et Scarpetta [1997]. Le taux de participation au marché du travail, qt, est normalisé à un en 2000 et son évolution est calculée à partir de l’étude de Wasmer [2001b]. S’agissant des finances publiques, trois types de taxes sont introduites dans le modèle : taxes sur les revenus du travail (?wt), sur les revenus du capital (?kt) et sur la consommation (?ct). Les différents taux de taxe sont calibrés de telle manière à ce que la part des différents revenus dans le pib corresponde aux observations. Nous avons utilisé les estimations officielles (Insee [2004]) donnant une part de 5,9 % de pib pour les prélèvements sur les revenus du travail (csg incluse), 6 % pour les revenus du capital et 9,1 % pour les taxes sur la consommation en 2000. L’évolution de ces taxes reproduit l’évolution historique des recettes fiscales en pourcentage de pib. Entre 1900 et 2000, le ratio de la dette au pib est fixé de manière exogène aux valeurs observées. Les observations découlent des statistiques de l’ocde pour la période 1985 à 2000. Pour les années antérieures, nous utilisons les données du minefi.

32

Nous distinguons deux grandes catégories de dépenses publiques (à quoi s’ajoutent également les charges d’intérêts) : les transferts publics liés à l’âge, et les dépenses de consommation publique (avec ?t la part de ces dépenses dans le pib). L’évolution historique des dépenses non liées à l’âge est basée sur les statistiques de l’ocde[12][12] La plupart des statistiques de l’ocde découle de l’exploitation... sur la période 1960-1995 et cette part est maintenue constante pour les années futures. S’agissant des transferts spécifiques à l’âge, nous reprenons les profils par âge, niveau d’éducation et origine de Chojnicki [2005]. Ces profils comprennent les aides au logement, le rmi, les prestations de chômage, les allocations familiales, l’invalidité et la santé. À l’intérieur de chaque catégorie d’âge, d’éducation et d’origine, ce profil est corrigé d’un facteur d’ajustement, gt. En effet, nous supposons que les profils des transferts sont constants dans le temps et qu’ils sont ajustés par les variations de gt de manière à reproduire l’évolution des transferts publics dans le pib jusqu’en 2000 découlant des statistiques de l’ocde. Pour les décennies suivantes, la générosité du système de transferts (captée par gt) est maintenue constante et l’évolution de la part des transferts dans le pib est donc calculée de manière endogène.

Les pensions de retraite dépendent des revenus du travail de la dernière période de vie active. Le facteur d’ajustement ?t est fixé de manière à reproduire l’évolution historique de la part des pensions dans le pib. Nous utilisons à nouveau les statistiques de l’ocde jusqu’en 2000. La générosité du système de retraite (que l’on peut assimiler au taux de remplacement) est ensuite fixée pour les décennies suivantes à sa valeur de 2000 (= 0,79). Finalement, le taux de subvention des dépenses d’éducation, vt, est estimé par De la Croix et Docquier [2003].

Choix des paramètres libres

33

La part des revenus du travail dans le pib, ?, est fixée à 0,7. Cette valeur est proche des estimations de l’Insee à 0,693 pour 1995. Le paramètre ? de la fonction de production est un paramètre d’échelle fixé à 0,5. Le paramètre ? adopte une importance toute particulière puisqu’il détermine le degré de substitution entre le travail brut, l’éducation et l’expérience. Nous retenons une valeur de 0,7 impliquant une élasticité de substitution de 3,33 (= 1/1(1 – ?)). Cette valeur correspond à l’élasticité de substitution entre le travail qualifié et non qualifié découlant des fonctions de production classiques. Le taux de dépréciation du capital, d, est égal à 0,4 et implique un taux de dépréciation annuel de 5 %.

34

Le taux de dépréciation de l’expérience est basé sur l’hypothèse intermédiaire de Wasmer [2001b] donnant un taux annuel indépendant de l’âge de 3 %. Ceci implique ?1e = 0, 737, ?2e = (?1e)2, etc. Le paramètre ? représente l’élasticité de substitution du capital éducatif à l’investissement en éducation. Il permet de déterminer la concavité de la relation entre le revenu et le niveau d’éducation. En fixant sa valeur à 0,75, nous reproduisons correctement les différences de revenu entre les faiblement, moyennement et hautement qualifiés. Le paramètre d’échelle dans la fonction de production du capital humain, ?, est fixé à 1,2 de manière à donner un profil de salaire adéquat. Le paramètre ?M mesure la pension de retraite relative d’un immigré par rapport à celle d’un natif. Ce ratio est calculé à partir des données de l’enquête budget des familles de 1995 et prend la valeur de 0,75.

35

Finalement, les bornes inférieures et supérieures de la distribution d’aptitudes à l’éducation, et , sont calibrées de manière à reproduire l’évolution de la structure par niveau d’éducation. Nous estimons ces paramètres par une régression mco standard et obtenons des valeurs de et . Comme le montre la figure 1, cette distribution permet d’offrir une vision relativement correcte de l’évolution du niveau d’éducation entre 1900 et 2000 et de coller aux prévisions pour les années futures.

Figure 1 - Proportion d’étudiants optant pour des études tertiairesFigure 1

Processus exogènes non observés

36

Afin d’identifier les processus exogènes non observés, notre méthodologie suit deux étapes. Partant du scénario de référence (reproduisant l’évolution démographique et économique), nous utilisons le modèle afin d’identifier quatre processus non observés : la productivité totale des facteurs (At), le progrès technologique biaisé vers la qualification (?t), le facteur d’échelle des pensions de retraite (?t) et le facteur d’ajustement des profils de transferts spécifiques à l’âge (gt). Ces quatre processus exogènes sont utilisés pour reproduire quatre variables endogènes directement liées aux inconnues : le taux de croissance du pib, l’écart de salaire entre un individu hautement qualifié et un individu faiblement qualifié âgé de 45 ans, la part des dépenses de retraite dans le pib et la part des autres transferts sociaux dans le pib. L’évolution historique du taux de croissance du pib entre 1900 et 2000 découle de Madisson [2001] et ce taux est ensuite fixé à 20 % par décennie. L’écart de salaire à 45 ans entre individus hautement et faiblement qualifiés est tabulé directement sur les Enquêtes Emploi de la période 1960 à 2000.

37

Concrètement, cette méthodologie implique d’échanger quatre variables exogènes contre quatre variables endogènes pour une étape préalable d’identification. Elle ressemble à l’approche récursive (backsolving) de Sims [1990] pour les modèles d’équilibre général stochastiques. Nous utilisons une idée similaire qui consiste à traiter les processus exogènes comme endogènes, non pas dans le but de résoudre le modèle, mais comme mécanisme de calibrage dans un cadre déterministe. L’équilibre est déterminé comme la transition d’un état stationnaire initial en 1900 vers un état stationnaire final en 2250. Cette procédure permet ainsi de calibrer le modèle de manière dynamique et apparaît plus rigoureuse que d’effectuer le calibrage sur un état stationnaire hypothétique (comme le font la plupart des modèles d’équilibre général calculable du type Auerbach et Kotlikoff [1987]).

Résultats

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Les tableaux 1 et 2 présentent les résultats des simulations sur la période 2000-2100. Le tableau 1 décrit l’évolution démographique et le tableau 2 livre les conséquences macroéconomiques. On distingue le scénario de référence, qui repose sur les hypothèses migratoires présentées dans la section précédente, et deux variantes migratoires.

Tableau 1 - Structure de la population française pour les différents scenarii [2000-2100]Tableau 1

Le scénario de référence

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Dans le scénario de référence, les projections démographiques reposent sur une entrée nette de 36 000 immigrés [13][13] Ces flux proviennent de la variante centrale des projections... de plus de 15 ans par an. Cette population immigrée, représentant environ 8,5 % de la population totale en 2000, verra sa part diminuer progressivement dans le temps, jusqu’à atteindre 5,8 % en 2100. La structure par diplôme des immigrés va s’améliorer naturellement. La part des hautement qualifiés passera de 15,6 % en 2000 à un peu plus de 28 % en 2100 (respectivement 21,4 à 36,8 % pour les natifs). La part des moyennement qualifiés augmentera de 9,1 à 26,5 % sur la même période (respectivement 14,8 à 33,7 % pour les natifs). Prolongeant les tendances du passé, ce phénomène est tout à fait représentatif de l’élévation des niveaux de qualification dans le monde. Il n’en demeure pas moins que la structure par qualification des immigrés reste inférieure à celle des natifs. Sur tout l’horizon, l’immigration en France tend ainsi à réduire le niveau d’éducation de la population en âge de travailler.

40

Malgré l’immigration nette positive, l’effet combiné de trois facteurs (augmentation tendancielle de l’espérance de vie, faible fécondité et vieillissement progressif des cohortes du baby boom) entraîne un lent processus de déclin et de vieillissement de la population française. Comme le montre le tableau 1, le déclin démographique ne s’opérera qu’après 2040. Par contre, la population en âge de travailler (15-64 ans) devrait baisser à partir de 2010. En conséquence, le ratio de dépendance sera multiplié par deux entre 2000 et 2050. Il se stabilisera à ce niveau sur le reste du siècle.

41

La figure 2 présente la structure par âge de la population française en 2000 et 2050. L’onde de choc du baby-boom est particulièrement marquée en 2000 et donne à la pyramide des âges son aspect particulièrement rebondi en 2000. Le baby-boom aura provoqué un rajeunissement transitoire mais ces mêmes générations accéléreront le vieillissement à partir de 2005-2010 quand elles arriveront nombreuses à l’âge de la retraite. La structure de la population se trouvera fortement modifiée et la part des cohortes les plus âgées dans la population augmentera fortement d’ici à 2050, donnant à la pyramide son profil rectangulaire.

Figure 2 - Pyramides des âges en France en 2000 et en 2050Figure 2
42

Ces mouvements démographiques engendrent de multiples effets sur l’activité économique. L’affaiblissement de la population active affecte le capital par travailleur, la productivité des facteurs et la taille du pib. Dans la mesure où notre système de protection sociale est largement ascendant, les conséquences sur les finances publiques sont importantes. Le tableau 2 révèle que les transferts publics gagneront près de 3,5 points de pib sur les prochaines décennies, passant de 32,4 % en 2000 à environ 36 % en 2060. Leur évolution découle en grande partie de celle des pensions de retraite. La part des pensions dans le pib passerait ainsi de 11,6 % en 2000 à 15,1 % en 2040, ordres de grandeur comparables à ceux découlant du scénario 1 des travaux du cor [2001]. Ainsi, en supposant que les prélèvements salariaux s’ajustent pour maintenir le ratio d’endettement constant, le taux de taxe passe de 41,3 % en 2000 à 49,5 % en 2060. Malgré le déclin de la force de travail, le progrès technique permet une croissance du pib par habitant. Cette croissance sera amoindrie entre 2040 et 2060 (avec un taux de croissance annuel moyen de 0,5 % sur la période 2050-2060) mais elle reste néanmoins positive.

Tableau 2 - Conséquences économiques d’une modification de la politique d’immigration en France [2000-2100]Tableau 2
43

Enfin, on notera que le niveau d’éducation des travailleurs est appelé à augmenter progressivement jusqu’en 2040. Globalement fondé sur un maintien du niveau d’éducation des jeunes au niveau actuel, le scénario de référence prévoit un fort nivellement par le haut du capital humain des cohortes actives. Pendant la transition, cette augmentation des qualifications tempère les conséquences d’une dépendance accrue. Ce vieillissement génère une augmentation progressive du niveau d’expérience de ces travailleurs. Si la prime d’expérience connaît une légère baisse dans le temps, il n’en va pas de même de la prime de qualification. Sous l’impulsion d’un biais technologique en faveur des qualifications, la prime augmente légèrement. Par rapport à l’absence de diplôme, le baccalauréat génère une prime allant de 118 % en 2000 à 121 % en 2060.

Recours à l’immigration de remplacement ?

44

Par rapport à notre scénario de référence, nous considérons deux variantes de politique migratoire. La première Immigration de remplacement utilise le volume d’immigration comme instrument pour stabiliser la taille de la population active. La cible à atteindre est la taille observée en 2010 dans le scénario de référence, soit 39,968 millions d’individus. À partir de 2020, les flux migratoires sont calculés de manière endogène : les migrants additionnels s’ajoutent à ceux prévus dans le scénario de référence. Afin de répondre immédiatement à la dégradation du ratio de dépendance, nous faisons l’hypothèse que ces flux additionnels concernent uniquement des migrants âgés de 25 à 64 ans. Nous supposons également que ces immigrés additionnels ont la même structure par âge et qualification que celle des flux du scénario de référence. Toutefois, ces nouveaux immigrés, plus nombreux et plus éduqués que les anciens, améliorent la structure par diplôme de l’immigration.

45

Comme l’indique le tableau 1, stabiliser la taille de la population active nécessite un accroissement important des flux migratoires sur l’ensemble de la période. Par exemple, cela suppose de multiplier quasiment par quatre les flux nets annuels entre 2010 et 2020 (133 000 entrants nets), par cinq en 2040 (160 000 entrées), puis par trois à partir de 2050 (environ 100 000 entrées). On notera que l’accroissement des flux migratoires est permanent, ce qui porte à croire que l’immigration de remplacement modifie fortement la dynamique démographique de long terme du pays. Assez logiquement, la part des immigrés dans la population totale croît parallèlement à l’augmentation des flux et atteint 12,3 % en 2050, puis 11,6 % en 2100. Ces flux annuels cumulés affectent fortement la taille de la population. Par rapport au scénario de référence, la population augmente de 9,1 % en 2050 et de 21,5 % en 2100. Une politique démographique fondée sur l’immigration de remplacement perturberait fortement la stabilité démographique de la France. Naturellement, cette politique d’immigration de remplacement se traduit également par un changement dans la structure par âge de la population française. Ainsi, le ratio de dépendance décroît sur l’ensemble de la période : par rapport au scénario de départ, le ratio baisse de 3,8 points en 2050, moment où ce ratio atteint son maximum. Ceci est relativement faible comparativement à l’effet général du vieillissement (+16 points entre 2020 et 2050). Notons que, conformément aux projections des Nations-Unies [2000], stabiliser le ratio de dépendance par l’immigration nécessiteraient des flux annuels gigantesques et complètement irréalistes.

46

Les conséquences macroéconomiques sont décrites dans le tableau 2. Globalement, l’impact de l’immigration de remplacement sur le niveau d’éducation moyen des natifs combine deux effets opposés : d’une part, les immigrés additionnels appartiennent à des cohortes plus jeunes et donc plus éduquées que la moyenne (toutes choses égales par ailleurs) et, d’autre part, les immigrés sont moins éduqués que les natifs. Ce deuxième effet l’emporte sur le premier, la part des faiblement qualifiés dans la population active totale passe en 2030 de 35,9 % dans le scénario de référence à 36,5 % dans cette variante. Cet écart se maintient sur l’ensemble de l’horizon. L’impact sur les primes de qualification et d’expérience est très faible et va dans le sens attendu (légère augmentation de la prime de qualification due à cette déformation de la structure de qualification de la population totale active). L’immigration de remplacement améliore la situation des finances publiques. La part des transferts dans le pib diminue de 0,9 point en 2040, 0,5 point en 2050 et 0,7 point ensuite. L’effet est moins prononcé à très long terme étant donné le vieillissement au sein de la population immigrée. Au total, le taux de taxation sur les salaires baisse d’un montant compris entre 1 et 1,5 point de pourcentage dans les décennies les plus difficiles. Cela correspond à une réduction d’un tiers du coût du vieillissement par rapport au scénario de référence. Le résultat macroéconomique est donc relativement faible en comparaison de l’effort requis en terme de flux nets d’entrées et des risques démographiques encourus.

Sélection des immigrés ?

47

Une sélection accrue des immigrés générerait-elle des effets plus importants ? Notre seconde variante Immigration choisie tente de répondre à cette question en évaluant les conséquences de la mise en place d’une politique d’immigration plus dure en matière de diplôme. La sélection est opérée de telle manière que les immigrants additionnels sont caractérisés par la même structure par qualification que les natifs du même âge. Notons qu’une politique encore plus sélective est observée en Australie ou au Canada où la part des hautement qualifiés est plus forte chez les immigrés entrants que chez les natifs (de près de 5 points de pourcentage en moyenne sur ces deux pays). Les volumes considérés sont identiques à ceux de la variante précédente. Notre objectif consiste ici, pour des flux donnés, à mesurer le seul impact de la modification de la structure par qualification des nouveaux entrants.

48

Comme décrit dans le tableau 1, l’impact démographique est très similaire à celui de la variante précédente. Dans la mesure où la fécondité est moins importante chez les qualifiés que chez les non-qualifiés, l’effet sur la croissance de la population totale et de la population active est moins important à long terme. Ce scénario modifie fortement la structure par qualification de la population immigrée : en 2050, la part des qualifiés augmente de 7 points de pourcentage par rapport au scénario de référence et de 6 points par rapport à la première variante. La part des non-qualifiés est très fortement affectée, en sens opposé. Cette modification au niveau des flux se retrouve assez rapidement dans la structure par qualification de l’ensemble de la population active. Ainsi, comparativement au scénario de référence, la part des hautement qualifiés est supérieure de 0,3 point de pourcentage en 2030, 0,5 en 2050 et 0,7 en 2100 (contre respectivement – 0.3; – 0.4 et – 0.1 pour la variante Immigration de remplacement).

49

Cette sélection accrue des immigrés augmente donc significativement le niveau moyen de capital humain par travailleur (+ 1,6 % en 2050) et engendre des effets ambigus sur le stock d’expérience (baisse à court terme, lorsque les jeunes immigrés entrent en France, hausse à long terme au fur et à mesure de leur vieillissement). On observe une baisse modérée de la prime de qualification et très peu d’effet sur la prime à l’ancienneté. Globalement, par rapport à la variante précédente, la sélection des immigrés réduit davantage les coûts du vieillissement (en termes de transferts publics ou de pression fiscale), du moins à moyen terme. La structure par qualification des inactifs est peu modifiée à l’horizon 2050 (la part des faiblement qualifiés dans les plus de 65 ans en 2050 est inchangée par rapport au scénario de référence avec 48,2 %), tandis que les revenus des actifs s’accroissent légèrement en raison de cette amélioration du niveau moyen de qualification. La pression fiscale nécessaire pour financer les pensions peut donc être réduite. Toutefois, cette différence sur la transition entre les deux variantes migratoires reste faible (0,3 ou 0,2 point de taxe sur les salaires en 2040 et en 2050). À plus long terme, elle disparaît et finit même par s’inverser. La combinaison d’un taux de natalité plus faible et d’une espérance de vie plus élevée pour les individus qualifiés fait plus que compenser ces effets bénéfiques, avec une part des plus de 65 ans plus importante et surtout des niveaux de pensions individuelles plus élevés par rapport à la variante Immigration de remplacement.

50

Cette immigration « choisie », qui s’apparente en partie à un choc positif exogène de capital humain, engendre naturellement un accroissement supérieur du pib par tête comparativement à la variante précédente.

51

Finalement, nous repartons de la fonction d’utilité et calculons la variation équivalente de consommation découlant de nos scenarii alternatifs pour différents groupes d’âge/qualification de natifs.

52

Comme le montrent les figures 3 et 4, les deux scenarii conduisent à des gains en terme de bien-être quels que soit la cohorte et le niveau d’éducation considéré. Ces gains deviennent particulièrement importants pour les cohortes nées après 2000 et sont compris entre 1 % et 2 %. Une plus grande sélectivité des flux tend à accroître légèrement ces gains par rapport à l’autre scénario mais conduit à une plus grande redistribution selon la catégorie éducative considérée.

Figure 3 - Variation de bien-être par cohorte – Scénario « Immigration de remplacement »Figure 3

(en % du scénario de référence)

Figure 4 - Variation de bien-être par cohorte – Scénario « Immigration choisie »Figure 4

(en % du scénario de référence)

Conclusion

53

Dans cet article, nous utilisons un modèle d’équilibre général calculable pour évaluer les conséquences d’une politique d’immigration de remplacement (avec ou sans sélection) en France. Le modèle prend en considération l’effet de l’immigration sur les finances publiques, sur les marchés du travail et du capital et sur les choix éducatifs des natifs. Le scénario de référence reproduit fidèlement la trajectoire de l’économie française sur les cinquante dernières années et se fonde sur des projections démographiques très proches des prévisions officielles. Ces projections révèlent un déclin de la population en âge de travail après 2010 et une forte dégradation du ratio de dépendance. Dans notre modèle, en l’absence de politiques structurelles, ce vieillissement démographique se traduira naturellement par un accroissement de la pression fiscale salariale (augmentation en 2050 de 8 points par rapport à 2000). Cet ordre de grandeur est quelque peu inférieur à la plupart des études nationales (cf. notamment cor [2001]) en raison de la prise en compte explicite de l’augmentation significative du niveau de qualification des cohortes actives sur la période considérée.

54

Les deux variantes de politique migratoire ont en commun de mettre en évidence un impact très important de l’immigration de remplacement sur la dynamique démographique de long terme de la France, pour une réduction du fardeau fiscal du vieillissement de moins d’un tiers. Ce résultat reste relativement faible en comparaison de l’effort requis et des risques démographiques encourus. La possibilité de sélectionner les immigrés en fonction de leur qualification permet, sur la transition, d’amplifier quelque peu les gains fiscaux (entre 0,2 et 0,3 point de taxe sur les salaires). Néanmoins, cette amélioration n’est que temporaire. À plus long terme, les caractéristiques de la dynamique démographique viennent contrebalancer les effets positifs de la sélection ; après 2060, la politique non sélective est préférable à l’immigration « choisie » selon le critère du fardeau fiscal. Dans toutes les configurations, immigration sélective ou non, les natifs sont gagnants (en termes de bien-être) à la mise en place d’une politique migratoire visant à maintenir relativement constante la population active française après 2010, et ceci quel que soit leur niveau de qualification.


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  • Sims C. [1990], « Solving the Stochastic Growth Model by Backsolving with a Particular Non Linear Form for the Decision Rule », Journal of Business and Economic Statistics, 8 (1), p. 45-47.
  • Storesletten K. [2000], « Sustaining fiscal policy through immigration », Journal of Political Economy, 108, (2), p. 300-323.
  • Vallin J. et Meslé F. [2001], « Tables de mortalité françaises pour les xixe et xxe siècles et projections pour le xxie siècle », collection Ined.
  • Wasmer Etienne [2001a], « Between-Group Competition on the Labour Market and the Rising Return to Skill : us and France 1964-2000 », cepr Working paper, n° 278.
  • Wasmer E. [2001b], « Measuring human capital in the labour market : the supply of experience in 8 oecd countries », European Economic Review, 45, p. 861-874.

Notes

[*]

Cadre, Université de Lille 2 et cepii.

[**]

Fonds National de la Recherche Scientifique, et ires, Université catholique de Leuvain.

[***]

médee, Université de Lille 1 et eurequa, Université Paris 1.

Correspondance : Xavier Chojnicki – Faculté des Sciences juridiques, politiques et sociales – Université de Lille 2, 1 place Déliot, 59024 Lille. Courriel : xavier. chojnicki@ univ-lille2. fr

[1]

Face à un vieillissement par le haut (recul de la mortalité aux grands âges), l’utilisation de l’immigration pour conserver la structure par âge de la population conduit cette dernière sur une trajectoire explosive. Pour éviter le vieillissement démographique en France, il faudrait avoir un flux d’immigration annuel assurant à peu près le doublement de la population tous les quarante ans (Blanchet [2002]).

[2]

C’est en tout cas ce que montrent les travaux de comptabilité générationnelle d’Auerbach et Oreopoulos [2000] sur les États-Unis, de Bonin et al. [2000] sur l’Allemagne, de Collado et al. [2001] sur l’Espagne ou de Chojnicki [2005] sur la France. Dans un cadre d’équilibre général calculable, Storesletten [2000] montre que seule une augmentation de la qualification moyenne des immigrants permet de restaurer l’équilibre des finances publiques aux États-Unis.

[3]

Docquier et Marfouk [2005] estiment que le stock d’immigrés qualifiés dans les pays de l’ocde a augmenté de 12,4 à 20,8 millions entre 1990 et 2000.

[4]

Voir Commander et al. [2003] pour une revue détaillée de cette littérature.

[5]

Pour un survol de la littérature sur ces différents mécanismes, voir Borjas [1999].

[6]

Voir les travaux de Gross [1999] et Jayet et al. [2001].

[7]

Est considéré comme immigré tout individu né à l’étranger et qui ne possédait pas la nationalité française à sa naissance.

[8]

Dans la suite de l’article, nous utilisons la terminologie anglo-saxone en distinguant le niveau d’éducation primaire (L), le niveau secondaire (M) et le niveau d’éducation tertiaire (H).

[9]

Ceci diffère de l’approche de Card et Lemieux [2001] qui agrègent dans une fonction de production de type ces les stocks de capital humain spécifiques à chaque cohorte. Le nombre de fonctions ces emboîtées dépend alors du nombre de cohortes considérées.

[10]

La mortalité représente la seule source d’incertitude. Puisque les taux de mortalité diffèrent selon l’âge et le niveau d’éducation, les prix et salaires contingents dépendent de ces caractéristiques.

[11]

Le scénario de référence et les variantes de politiques migratoires sont simulés à l’aide du logiciel dynare.

[12]

La plupart des statistiques de l’ocde découle de l’exploitation du Cd-Rom « Maxdata – Statistical Compendium ».

[13]

Ces flux proviennent de la variante centrale des projections officielles de Brutel et Omalek [2003].

Résumé

Français

Les retombées économiques potentielles des politiques de « quotas choisis » sont largement méconnues. Elles affectent les trois catégories d’acteurs concernées : les migrants, la population des pays d’origine et les natifs dans les pays d’accueil. À partir d’un modèle d’équilibre général avec agents hétérogènes, cet article aborde les conséquences de l’immigration de remplacement sur l’économie française. Par rapport à un scénario de référence qui reproduit le vieillissement de la population française, nous considérons deux scenarii migratoires alternatifs. Le premier envisage l’immigration nécessaire pour stabiliser la taille de la population en âge de travail avec une structure par qualification de ces immigrés qui suit la tendance actuelle (immigration de remplacement). Le second est fondé sur les mêmes volumes mais considère que les immigrés additionnels ont les mêmes qualifications que les natifs (immigration choisie). Nous montrons que l’immigration de remplacement requiert des flux importants et n’engendre que des effets modérés sur les finances publiques et l’économie. Une sélection accrue des immigrés permet d’obtenir, à moyen terme (à l’horizon 2050), des effets plus marqués mais d’une ampleur toujours faible comparativement aux changements induits par le vieillissement de la population. À plus long terme (à l’horizon 2100), la politique sélective engendre des gains pour les finances publiques légèrement inférieurs à ceux de l’immigration de remplacement. Dans ces deux scenarii, toutes les cohortes de natifs voient leur bien-être s’accroître et cela, quel que soit leur niveau de qualification.

English

The potential economic impact of a selective migration policy are widely misunderstood. Three types of agents are affected : the migrants, the population of the leaving country and the natives of the host country. Based on a general equilibrium model with heterogeneous agents, this paper deals with the consequences of replacement migration on the French economy. Compared to a baseline scenario reproducing the French ageing process, we consider two alternative migratory policies. The first one evaluates the migratory flows necessary to stabilise the active population size with the same skill structure of the immigrant flows as in the baseline (replacement migration). The second one is based on the same flows and assumes that additional immigrants have the same skills than the natives (selective migration). We show that replacement migration requires important flows whereas it implies only weak economic and financial effects. A more selective immigration policy accentuates the gains in the middle run (near 2050) but the impact of immigration on fiscal balance is still small relative to the size of the overall imbalance itself. In the long run (near 2100), this selective policy involves lower fiscal gains than those of the replacement migration policy. Finally, all cohorts and skill groups of natives realise welfare gains in the two scenarii.
Classification JEL : J61, I3, D58.

Plan de l'article

  1. Introduction
  2. Un modèle EGC-GI avec agents hétérogènes
    1. Le bloc démographique
    2. Le comportement des entreprises
    3. Les choix de consommation et d’épargne
    4. Les choix éducatifs
    5. Offre de travail, d’éducation et d’expérience
    6. Le secteur public
    7. Détermination de l’équilibre concurrentiel
  3. Calibrage du scénario de référence
    1. Données démographiques
    2. Processus exogènes observés
    3. Choix des paramètres libres
    4. Processus exogènes non observés
  4. Résultats
    1. Le scénario de référence
    2. Recours à l’immigration de remplacement ?
    3. Sélection des immigrés ?
  5. Conclusion

Pour citer cet article

Chojnicki Xavier, Docquier Frédéric, Ragot Lionel, « L'immigration " choisie " face aux défis économiques du vieillissement démographique », Revue économique, 6/2005 (Vol. 56), p. 1359-1384.

URL : http://www.cairn.info/revue-economique-2005-6-page-1359.htm
DOI : 10.3917/reco.566.1359


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