1 Les réformes des retraites entreprises en France depuis 2010 ont modifié de nombreux paramètres du système de retraite. Les bornes d’âge du système (relèvements de l’âge d’ouverture des droits et de l’âge d’annulation de la décote), la durée requise pour le taux plein, les modalités de calcul des pensions (évolution de la valeur de service du point dans les régimes complémentaires, changement de la date de revalorisation des pensions, écrêtement du minimum contributif) mais aussi les taux de cotisation ont évolué. Ces réformes jouent sur les trois grands leviers de l’équilibre du système de retraite sur lesquels le législateur peut compter : les âges de départ, le montant des pensions et les taux de cotisations. Dans le même temps, le profil de carrière des assurés évolue au fil des générations. Entre autres, l’entrée sur le marché du travail est de plus en plus tardive et le taux d’activité des femmes s’accroît. Dans ce contexte, cette contribution s’interroge sur l’impact des modifications règlementaires récentes sur l’équité inter et intra générationnelle du système de retraite.

2 Pour cela, en nous appuyant sur le modèle de microsimulation TRAJECTOiRE de la Direction de la recherche, des études, de l’évaluation et des statistiques (Drees), nous présentons l’évolution au fil des générations et dans différents scénarios législatifs et règlementaires les différents indicateurs d’équité retenus par le Conseil d’Orientation des Retraites (COR) dans ses rapports annuels. Le COR apprécie l’équité du système de retraite au travers de quatre dimensions : le montant des pensions de retraite comparé aux revenus d’activité perçus par les assurés au cours de leur carrière (le taux de remplacement), la durée de la retraite, la durée de la carrière et l’effort contributif finançant les retraites (le taux de cotisation). Les deux dernières dimensions permettent d’apprécier l’effort des assurés en activité pour financer le système de retraite, tandis que les deux premières permettent d’apprécier ce que le système apporte aux assurés une fois retraités. Dans la suite de cette contribution, nous nous concentrons sur ces quatre indicateurs, en les calculant sur un échantillon représentatif de la population. Ce travail permet d’apprécier l’équité du système de retraite d’un point de vue intergénérationnel. À cela nous ajoutons une analyse d’impact des réformes selon la distribution des revenus d’activité des assurés. Celle-ci permet d’interroger l’effet des réformes sur l’équité intra-générationnelle du système.

3 Au final, les résultats sont partagés : les réformes vont dans le sens de davantage d’équité au prisme de certains indicateurs alors qu’elle se dégrade à l’aune d’autres indicateurs. En ce qui concerne l’objectif d’équité entre les assurés des différentes générations, si celui-ci semble respecté au regard de certains indicateurs ; c’est le contraire pour d’autres. La proportion de durée de vie passée à la retraite sur la durée de vie totale de la génération 1990 atteint le niveau de celle de la génération 1950 car l’augmentation de la durée de vie passée à la retraite est compensée par l’effet réducteur des réformes sur cet indicateur. De ce point de vue l’équité entre les générations semble assurée. En revanche si l’on s’intéresse à la proportion de la durée de carrière sur la durée de vie totale l’indicateur diminue au fil des générations du fait d’une hausse plus rapide de l’espérance de vie que de la durée de carrière. De ce point de vue l’exigence d’équité entre les générations ne serait pas respectée. Néanmoins l’interprétation de cet indicateur en termes d’équité reste délicate (Blanchet, 2010 ; Aubert, Collin et Solard, 2017). Ainsi, avoir une durée de carrière longue (ou symétriquement une durée de retraite courte) pourra être vu alternativement comme un avantage (absence de périodes de chômage, opportunités d’emploi nombreuses, carrière complète) ou un désavantage (obligation de continuer à travailler jusqu’à un âge avancé). En déplaçant la focale sur les deux derniers indicateurs (le taux de remplacement moyen sur le cycle de vie et le taux de cotisation moyen) les générations les plus jeunes paraissent désavantagées. Le taux de cotisation moyen croît au fil des générations du fait de l’augmentation continue des taux de cotisation de divers régimes. Mais ici encore la lecture de cet indicateur n’est pas évidente car les cotisations supplémentaires peuvent être génératrices de droits (dans les régimes complémentaires par exemple). Ensuite, le taux de remplacement moyen se dégrade au fil des générations en raison à la fois des modifications règlementaires mais aussi des hypothèses macroéconomiques qui postulent des gains de productivité relativement élevés. Cependant, ici encore la lecture de cet indicateur n’est pas aisée. Avoir un taux de remplacement moyen élevé peut être considéré à la fois comme avantageux (niveau élevé de la retraite au regard des revenus de la carrière) ou désavantageux (un taux de remplacement élevé est le plus souvent le corollaire de faibles revenus perçus au cours de la carrière).

4 Du point de vue de l’équité entre les individus d’une même génération, les réformes et modifications réglementaires mises en œuvre entre 2010 et 2015 prises dans leur ensemble apparaissent comme redistributives entre les femmes et les hommes, celles-ci ayant une perte de pension deux fois plus faible que les hommes. En revanche, les réformes sont anti-redistributives entre catégories de revenus d’activité. Les assurés à revenus élevés de la génération 1980 voient leur pension cumulée diminuer relativement moins que les assurés à faibles revenus de cette même génération (6,5 points de pourcentage de moins).

5 Comme la majorité des pays développés, la France doit faire face à un vieillissement de sa population et à une augmentation régulière de l’espérance de vie. Elle est parallèlement confrontée à un fort ralentissement de sa croissance économique et à un niveau de chômage élevé. L’ensemble de ces phénomènes rend plus difficile le maintien de l’adéquation du système de retraite à ses objectifs. Ces derniers sont définis dans le II de l’article L.111-2-1 du code de la Sécurité sociale. La loi en fait ressortir trois principaux : la pérennité financière du système de retraite, un niveau de vie satisfaisant pour tous les retraités et l’équité entre les assurés de générations différentes ou appartenant à la même génération (entre les hommes et les femmes, notamment).

6 Nous proposons, dans cette contribution, d’étudier l’équité intra et inter générationnelle au fil des réformes menées entre 2010 et 2015. Afin d’apprécier l’équité du système de retraite depuis 2010, nous présentons l’évolution au fil des générations et dans différents scénarios législatifs et règlementaires des indicateurs d’équité retenus par le Conseil d’Orientation des Retraites (COR) dans ses rapports annuels. Le COR apprécie l’équité du système de retraite au travers de quatre dimensions : le montant des pensions de retraite comparé aux revenus d’activité perçus par les assurés au cours de leur carrière, la durée de la retraite, la durée de la carrière et le taux de cotisation finançant les retraites. Les deux dernières dimensions permettent d’apprécier l’effort des assurés en activité pour financer le système de retraite, tandis que les deux premières permettent d’apprécier ce que le système apporte aux assurés une fois retraités. Plus particulièrement, le COR calcule quatre indicateurs relatifs à l’équité pour un cas type de salarié du privé non-cadre à carrière complète (cas type n° 2 du COR), et en moyenne par génération : la durée de retraite, la durée de carrière, le taux de remplacement moyen, le taux de cotisation moyen. Dans la suite de cet article, nous nous concentrons sur ces quatre indicateurs, en les calculant sur un échantillon représentatif de la population, auxquels nous rajoutons une analyse d’impact selon la distribution des revenus. Pour soutenir et pérenniser le système par répartition, les gouvernements successifs ont réformé divers paramètres du système des retraites obligatoires. Ces paramètres influent sur les trois grands leviers de l’équilibre du système de retraite sur lesquels le législateur peut jouer : les âges de départ, le montant des pensions et les taux de cotisations. La modification de ces leviers a un impact sur les quatre indicateurs d’équité listés au-dessus et différenciés selon le quartile de salaire auquel appartiennent les affiliés.

7 L’objectif de cette contribution est double : étudier l’évolution de ces indicateurs au fil des générations mais aussi l’effet des principales réformes des retraites menées entre 2010 et 2015 sur ces derniers.

8 Le premier objectif permet d’apprécier l’équité du système de retraite d’un point de vue intergénérationnel alors que le second interroge l’effet des réformes sur l’équité du système. Pour conduire cette étude, nous simulons différents scénarios législatifs que nous présenterons dans une première partie. L’impact des réformes sur les quatre indicateurs d’équité moyens par génération ainsi que l’équité au sein des différents quartiles de revenu feront ensuite l’objet de la seconde partie de cet article.

Réformes, scénarios, champ de l’étude et hypothèses de simulation

9 Parmi les modifications législatives et règlementaires mises en place entre 2010 et 2015, trois d’entre elles ont de forts impacts sur l’équité inter et intra générationnelle.

10 Premièrement, la loi du 9 novembre 2010 portant réforme des retraites. Elle concerne l’ensemble des régimes de retraite de base. Elle a principalement joué sur les âges de départ à la retraite en relevant les deux bornes d’âges que sont l’âge d’ouverture des droits (de 60 à 62 ans) et l’âge d’annulation de la décote (de 65 à 67 ans). Nous essaierons au cours de cette étude de dissocier l’impact de ces deux mesures. Le reste de la réforme de 2010 est détaillé en annexe.

11 Ensuite, la loi du 20 janvier 2014 garantissant l’avenir et la justice du système de retraites. Elle concerne aussi l’ensemble des régimes de retraite de base. En allongeant la durée requise pour le taux plein, la réforme de 2014 touche également les âges de départ à la retraite et le montant des pensions. Elle augmente par ailleurs les taux de cotisations. Les autres mesures contenues dans cette réforme sont détaillées en annexe.

12 Enfin, l’Accord National Interprofessionnel (ANI) du 30 octobre 2015 relatif aux régimes complémentaires Agirc-Arrco. Il instaure, entre autres, une sous-indexation de la valeur de service du point, une baisse du rendement des régimes, un décalage de la date de revalorisation du point et la mise en place de coefficients temporaires de solidarité. Le reste des mesures prévues par l’ANI 2015 est détaillé en annexe.

13 Pour cette étude nous avons fait le choix de simuler cinq scénarios législatifs en privilégiant une approche chronologique :

14

• le premier scénario correspond à la législation en vigueur au 31 décembre 2009 ;
• le second intègre en plus du premier l’ensemble de la réforme de 2010 à l’exception du relèvement de 65 à 67 ans de l’âge d’annulation de la décote. Il tient également compte de la réforme de l’Ircantec issue du décret du 23 septembre 2008 et mise en application à compter du 1^er janvier 2010. La législation simulée dans ce scénario est détaillée en annexe 1 ;
• le troisième scénario simule en plus du scénario précédent le relèvement de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans contenu dans la réforme de 2010. L’objectif est de distinguer l’effet de cette mesure de celui du relèvement de l’âge d’ouverture des droits de 60 à 62 ans. La législation simulée dans ce scénario est détaillée en annexe 2 ;
• le quatrième scénario simule la législation en vigueur à l’issue de la réforme du 20 janvier 2014. Il tient compte des modifications réglementaires intervenues entre 2010 et 2014, notamment l’écrêtement du minimum contributif mis en œuvre à partir du 1^er janvier 2012, le décret du 2 juillet 2012 et les deux accords nationaux interprofessionnels relatifs aux régimes Agirc et Arrco signés respectivement les 18 mars 2011 et 13 mars 2013. La législation simulée dans ce scénario est détaillée en annexe 3 ;
• le cinquième scénario législatif correspond à la législation en vigueur au 31 décembre 2015. Il tient donc compte des effets de l’accord national interprofessionnel relatif aux régimes Agirc et Arrco signé le 30 octobre 2015. La législation simulée dans ce scénario est détaillée en annexe 4.

15 L’analyse de l’effet de ces différents scénarios sur l’équité porte sur l’ensemble des générations nées entre 1950 et 1990. La génération née en 1950 a été très peu touchée par les modifications réglementaires intervenues depuis 2010 à l’exception des mesures de revalorisation. Les générations suivantes permettent de mesurer leur montée en charge et leur effet de long terme.

16 Les effets de chaque scénario législatif sur les quatre indicateurs d’équité étudiés sont estimés en mobilisant le modèle de microsimulation TRAJECTOiRE de la Direction de la recherche, des études, de l’évaluation et des statistiques (Drees) (cf. encadré 1). Ce modèle, qui prend comme source l’échantillon interrégimes de cotisants de 2009 (EIC, 2009) prolonge les carrières des assurés, modélise les comportements de départ à la retraite en utilisant les données observées sur les générations récemment parties à la retraite, et calcule les montants de pensions de retraite individuels par régime. Il utilise, pour déterminer les comportements de départ à la retraite induits par les modifications législatives et réglementaires étudiées, le module de départ à la retraite PROMESS (Aubert et alii, 2010), qui, adapté dans un cadre individuel, détermine les âges de fin d’emploi, de fin de validation et de liquidation de chaque assuré.

17 Le modèle TRAJECTOiRE tient compte uniquement des pensions de droit direct. Les estimations n’intègrent donc pas les pensions de réversion. La dimension individuelle du modèle ne permet pas non plus la prise en compte du minimum vieillesse (ASPA).

18 Les pensions tous régimes prises en compte incluent la pension du régime général (CNAV), des salariés agricoles (MSA), des indépendants (RSI), de la fonction publique et des régimes spéciaux regroupés (1), des professions libérales (CNAVPL), des exploitants agricoles et des régimes complémentaires des salariés du privé (Agirc-Arrco), des contractuels de la fonction publique (Ircantec), des indépendants (régime complémentaire obligatoire du RSI) et des professions libérales (on applique, par simplification, les règles de la CARMF (Caisse d’assurance Retraite des Médecins de France) pour la pension complémentaire et celles de l’ASV (Avantage Social Vieillesse) pour la pension supplémentaire pour toutes les professions libérales) (2) et du RAFP (Retraite additionnelle de la fonction publique) (cf. annexe 4).

19 Pour tous les scénarios les pensions tous régimes comprennent les versements forfaitaires uniques qui, pour cette étude, sont laissés en rente. Ils sont par ailleurs supposés être versés par le régime d’affiliation (3).

20 Les simulations sont effectuées sur la base du scénario B des projections du Conseil d’orientation des retraites (COR) de décembre 2014. Celui-ci fait l’hypothèse d’un taux de chômage de long terme de 4,5 % et d’un taux de croissance de long terme de la productivité de 1,5 %.

21 Le modèle TRAJECTOiRE comporte par ailleurs de nombreuses hypothèses susceptibles d’influencer les résultats de notre étude. Nous nous proposons donc de mentionner les principales.

22 Dans le modèle de microsimulation TRAJECTOiRE, le module de départ à la retraite des assurés du secteur privé est calibré à partir des données observées dans l’Échantillon Interrégimes de Retraités (EIR) 2008. Or, à cette date, la décote et la surcote n’étaient pas encore totalement montées en charge dans les régimes de la fonction publique. Un module de départ spécifique a donc été construit pour les fonctionnaires. Ces derniers sont supposés liquider leurs droits à la date à laquelle ils ont validé la durée requise avec un âge maximum fixé à la limite d’âge dans la fonction publique. Les résultats de cette étude concernant les fonctionnaires sont donc surestimés dans la mesure où le relèvement des bornes d’âge joue pleinement pour cette catégorie d’assurés, tout comme l’allongement de la durée d’assurance requise.

23 Il est également à noter que les simulations sont effectuées avec les hypothèses macroéconomiques du scénario B du COR pour les projections financières établies dans le cadre de la séance de décembre 2014. Ce choix s’inscrit en cohérence avec diverses études d’évaluation réalisées récemment par la Drees, notamment en vue d’alimenter certaines séances du COR. En outre, ce choix de scénario présente l’intérêt de s’inscrire dans des hypothèses économiques plus proches de celles en vigueur au moment des négociations qui ont mené à l’accord national interprofessionnel de l’Agirc-Arrco du 30 octobre 2015. L’hypothèse de chômage a relativement peu d’incidence sur les pensions individuelles. En effet, la différence de taux de chômage entre les différents scénarios du COR a un effet limité sur le montant des pensions puisqu’il existe des mécanismes permettant de valider des trimestres et des points dans les régimes complémentaires lors des périodes de chômage indemnisé ou de maladie. Les hypothèses de productivité affectent en revanche les salaires des assurés, et ont un effet sensible sur la pension. En effet, si cet impact est en partie modéré par le plafonnement des salaires pris en compte dans les régimes alignés ou les minima de pension (minimum contributif et minimum garanti), il est important sur les salaires entre ces deux bornes ; les assurés ont en outre une diminution du nombre de points accumulés dans les régimes complémentaires (avec des hypothèses de productivité plus basses). L’effet sur l’ampleur de l’impact des réformes est a priori moins marqué que sur les évolutions dans l’absolu, mais il n’est toutefois pas négligeable. Par exemple, la sous-indexation de la valeur de service des points Agirc et Arrco au niveau de l’inflation moins 1 point avec un plancher à 0 suite à l’accord de 2013 n’aura pas un effet de la même ampleur selon que l’hypothèse d’inflation est supérieure ou inférieure à 1 %. Pour apprécier les évolutions de projections, le tableau 1 présente les valeurs des différents agrégats macroéconomiques lors des projections actualisées du COR de la séance de décembre 2014 (utilisées dans cette étude) et les hypothèses retenues pour le rapport annuel du COR de juin 2016.

24 Pour ces raisons, les résultats présentés dans cet article sont analysés principalement en différence (avant/après réforme), par nature moins sensible aux hypothèses macroéconomiques de projection, qu’en niveau dans l’absolu.

25 Le scénario démographique utilisé en termes de mortalité correspond au scénario central projeté par l’Insee en 2010 (4).

26 Les parties suivantes se proposent d’analyser l’évolution des différents indicateurs d’équité au fil des générations et dans les différents scénarios législatifs.

Impact des réformes sur les quatre indicateurs d’équité moyens par génération du COR et sur l’équité au sein des différents quartiles de revenus

La durée de retraite

27 La durée moyenne de retraite d’une génération se déduit par différence entre l’espérance de vie à 60 ans de cette génération (5), issue des projections démographiques de l’Insee de 2010 (6), et son âge moyen de départ à la retraite, issu des simulations du modèle TRAJECTOiRE (7). L’indicateur de durée de retraite présenté dans cette étude est calculé à la fois en niveau et en proportion de la durée de vie totale, selon les différents scénarios de mortalité (8). Nous présentons le scénario central de mortalité, une variante de mortalité haute et une variante de mortalité basse, toutes deux issues des projections de l’Insee.

28 À l’issue de l’ensemble des modifications réglementaires intervenues avant 2015 (scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2015), nous observons au fil des générations, au-delà de celle née en 1950 (cf. graphique 1), d’abord une chute de la durée passée à la retraite sous l’effet de la réforme de 2010, puis une augmentation de cet indicateur. Cette hausse est la conséquence de l’augmentation de l’espérance de vie entre les générations les plus anciennes et les plus jeunes, plus forte que l’augmentation de l’âge moyen de liquidation. La durée moyenne de retraite passerait ainsi de 25,7 ans pour la génération née en 1950 à 26,8 ans pour la génération née en 1990 dans le scénario central de mortalité. Au final, la génération 1980 bénéficierait d’une durée de retraite à peu près égale à celle de la génération 1950. En revanche les générations intermédiaires auraient une durée de retraite plus courte.

Tableau 1

projections des taux de productivité, d’inflation et de chômage. Conseil d’orientation des retraites, séance de décembre 2014 et rapport annuel de juin 2016(%)

	Taux de croissance du SMPT en nominal		Inflation		Taux de chômage
	Décembre 2014 Scénario B	Juin 2016 Scénario 4,5 % - 1,5 %	Décembre 2014 Scénario B	Juin 2016 Scénario 4,5 % - 1,5 %	Décembre 2014 Scénario B	Juin 2016 Scénario 4,5 % - 1,5 %
							2013	1,28	1,28	0,86	0,86	9,9	9,9
2014	1,2	1,0	0,50	0,50	10,1	9,9
2015	1,4	1,4	0,90	0,00	10,4	10,0
2016	2,5	1,3	1,40	0,10	10,4	9,7
2017	2,8	1,7	1,75	1,00	10,1	9,7
2018	2,9	2,5	1,75	1,40	9,8	9,6
2019	2,8	3,0	1,75	1,75	9,5	9,6
2020	3,3	3,0	1,75	1,75	9,0	9,4
2021	3,4	3,0	1,75	1,75	8,6	8,8
2022	3,0	3,1	1,75	1,75	8,1	8,3
2023	3,1	3,3	1,75	1,75	7,6	7,7
2024	3,3	3,4	1,75	1,75	7,2	7,1
2025	3,3	3,4	1,75	1,75	6,8	6,5
2026	3,3	3,3	1,75	1,75	6,5	6,2
2027	3,3	3,3	1,75	1,75	6,1	5,8
2028	3,3	3,3	1,75	1,75	5,7	5,5
2029	3,3	3,3	1,75	1,75	5,3	5,2
2030	3,3	3,3	1,75	1,75	4,9	4,8
2031	3,3	3,3	1,75	1,75	4,5	4,5

projections des taux de productivité, d’inflation et de chômage. Conseil d’orientation des retraites, séance de décembre 2014 et rapport annuel de juin 2016(%)

Note : les rapports annuels du COR présentent systématiquement les projections pour plusieurs scénarios économiques. Le scénario retenu ici pour le rapport de juin 2016 correspond au scénario dit « 4,5 % – 1,5 % » (l’intitulé correspond au taux de chômage et au taux de croissance du SMPT réel à long terme).

Graphique 1

durée de retraite en fonction de l’année de naissance, selon différents scénarios de mortalité, avec la législation

durée de retraite en fonction de l’année de naissance, selon différents scénarios de mortalité, avec la législation

Note : le scénario de mortalité utilisé ici est le scénario issu des projections démographiques de l’Insee publié en octobre 2010.
Lecture : la durée moyenne de retraite des assurés de la génération 1950 est de 25,7 ans dans le scénario central de mortalité projeté par l’Insee en 2010.
Champ : ensemble des assurés des générations vivants au moment de la liquidation de leurs droits (simulation TRAJECTOiRE), ensemble des retraités résidant en France et ayant liquidé leur pension en rente (projection COR).

29 Les données issues du rapport du COR de juin 2016 ont été ajoutées sur la graphique 1 à titre de comparaison avec les données calculées par le modèle TRAJECTOiRE. On note une légère différence de niveau de l’indicateur, qui s’explique notamment par la différence de champ (9), mais les deux sources fournissent des évolutions comparables. Cela conforte le fait que l’analyse de l’évolution de cet indicateur à partir des données issues du modèle TRAJECTOiRE est pertinente.

30 Pour une génération donnée, nous observons une diminution de la durée passée à la retraite au fur et à mesure que les différentes réformes des retraites sont mises en place (cf. graphique 2).

31 L’âge moyen de départ à la retraite augmente à partir de la génération 1951, sous l’effet du relèvement de deux ans de l’âge d’ouverture des droits suite à la réforme des retraites de 2010. Cela explique la diminution de la durée de retraite moyenne par génération d’un peu moins d’un an entre les générations 1950 et 1955 pour le scénario réglementaire correspondant (réglementation issue de la réforme de 2010 hors relèvement de l’âge d’annulation de la décote).

32 Le passage de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans contribue, lui aussi, à augmenter l’âge moyen de départ à la retraite. Pour les générations qui sont actuellement proches de la retraite, l’âge d’annulation de la décote est moins contraignant, pour la plupart des assurés, que celui de l’ouverture des droits, c’est pourquoi la diminution de la durée de retraite engendrée par cette mesure est, au début de la période de projection, un peu moindre que la diminution engendrée par le relèvement de l’âge d’ouverture des droits (Duc, Martin et Tréguier, 2016). La génération 1955 perd 6 mois de durée passée à la retraite avec le passage de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans. Cet effet s’amplifie cependant au fil des générations.

33 L’intérêt de cet indicateur est aussi de rendre possible des comparaisons intra générationnelles. La graphique 3 montre l’évolution au fil des générations du rapport entre la durée de retraite des femmes et celle des hommes (10) pour différents scénarios législatifs. Remarquons d’abord que le ratio, qui est inférieur à 1 pour les générations nées avant 1960, dépasse ce seuil pour les générations les plus récentes. Cela s’explique par un âge moyen de liquidation des droits qui devient plus avancé pour les hommes que pour les femmes du fait notamment d’une participation croissante de ces dernières au marché du travail, mais aussi du fait qu’elles bénéficient davantage des majorations de durée d’assurance pour enfants. Sous la législation en vigueur avant la réforme de 2010, le rapport des durées moyennes de retraite des femmes et des hommes augmente d’abord progressivement, jusqu’aux générations nées au milieu des années 1970, puis se stabilise.

Graphique 2

durée de retraite en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

durée de retraite en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

Lecture : la durée moyenne de retraite des assurés de la génération 1990 est de 26,8 ans dans le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2015. Cette durée était de 28,6 ans dans le scénario législatif correspondant à la législation en vigueur au 31 décembre 2009. La réforme de 2010, hors effet du relèvement de l’âge d’annulation de la décote, conduit à diminuer la durée de retraite de la génération 1990 d’environ 9 mois.
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits. Le scénario de mortalité est le scénario central projeté par l’Insee.

Graphique 3

rapport entre la durée de retraite des femmes et celle des hommes en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

rapport entre la durée de retraite des femmes et celle des hommes en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

Lecture : pour les assurés de la génération 1990, le rapport entre la durée de retraite des femmes et celle des hommes s’établit à 0,96 dans le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2009 (graphique de gauche). La réforme de 2010, hors effet du relèvement de l’âge d’annulation de la décote, conduit à diminuer ce rapport d’environ 1,5 % pour cette génération.
Note : pour l’impact différentiel des réformes (graphique de droite), une valeur positive signifie que la réforme diminue la durée de retraite en moyenne davantage pour les hommes que pour les femmes, et une valeur négative qu’elle diminue davantage la durée de retraite des femmes que celle des hommes. La même espérance de vie moyenne au sein de chaque génération (hommes et femmes confondus) est ici considérée pour les deux sexes.
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits. Scénario central de mortalité de l’Insee.

34 Les réformes des retraites menées depuis 2010 ont eu des effets variables sur ce ratio. Les femmes sont davantage touchées que les hommes par l’augmentation de l’âge d’ouverture des droits, si bien que l’effet de cette mesure sur le rapport de durée de retraite des femmes sur celle des hommes est de réduire ce ratio. Les autres mesures diminuent également ce ratio pour les générations les plus anciennes, mais elles l’augmentent pour les générations les plus jeunes. Pour les générations nées après 1980, les réformes conduites depuis 2010 prises dans leur ensemble ont eu un effet neutre.

35 La durée de retraite exprimée en années n’est pas forcément l’indicateur le plus pertinent en matière d’équité « au regard de la durée de retraite » (Secrétariat général du COR, 2014 ; Aubert et Rabaté, 2014). En particulier, les espérances de vie pouvant différer de plusieurs années entre des générations éloignées, nous nous intéressons dans ce qui suit à la durée de retraite en proportion de l’espérance de vie. En effet, la durée de vie augmentant, il ne suffit pas de regarder la variation de la durée de retraite pour juger de l’équité. L’examen d’une durée de retraite relative à la durée de vie, plutôt qu’absolue, est notamment cohérent avec la notion d’équité introduite par la réforme de 2003, qui avait mis en avant le principe d’un partage des gains d’espérance de vie de deux tiers pour la durée de carrière et d’un tiers pour la retraite. Dans cette étude, nous choisissons de rapporter la durée de retraite à la durée de vie totale – à l’instar du choix retenu dans les rapports annuels du COR.

36 En simulant le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2015, nous observons une diminution de la proportion de la durée passée à la retraite sur la durée de vie totale entre les générations 1950 et 1955 (cf. graphique 4). Cela est dû aux décalages des âges légaux contenus dans la réforme de 2010 ainsi qu’à l’allongement progressif de la durée requise pour le taux plein de la réforme de 2003. Dans le scénario central de mortalité, elle passe ainsi de 29,5 % pour la génération 1950 à 27,9 % pour la génération 1955. L’indicateur remonte ensuite progressivement au fil des générations (sauf dans le scénario de mortalité haute). Dans le scénario central de mortalité, la génération 1990 bénéficie à peu près (29,3 %) d’une durée de retraite en proportion de sa durée de vie égale à celle de la génération 1950.

37 De façon analogue à l’évolution de la durée passée à la retraite exprimée en nombres d’années, nous observons (cf. graphique 5) que les différentes réformes des retraites depuis 2010 ont contribué à diminuer la durée passée à la retraite en proportion de la durée de vie totale. Le passage de l’âge d’ouverture des droits à la retraite de 60 à 62 ans, d’une part, et de celui d’annulation de la décote de 65 à 67 ans, d’autre part, ainsi que l’augmentation de la durée requise pour le taux plein ont ainsi contribué à abaisser de deux points de pourcentage (de 31,3 % à 29,3 %) la proportion de la durée de vie passée à la retraite pour les assurés de la génération 1990. Ainsi, si l’on compare les deux générations les plus éloignées considérées dans cette étude, les réformes des retraites menées entre 2010 et 2015 vont dans le sens d’une plus grande équité pour la génération 1990 par rapport à la génération 1950 au regard de leurs durées de retraite respectives. Entre ces générations, la proportion de la durée de vie passée à la retraite est inférieure d’au plus 1,5 point de pourcentage, ce qui reste proche de la situation des générations les plus récentes, et au-dessus de celle des générations nées dans les années 1930. Ces résultats vont dans le sens de travaux récents conduits à partir du modèle de microsimulation DESTINIE (Dubois et Marino, 2016 ; Aubert et Rabaté, 2014).

Graphique 4

durée de retraite, en proportion de la durée de vie totale, en fonction de la génération selon le scenario de mortalité, avec la législation en vigueur au 31 décembre 2015

durée de retraite, en proportion de la durée de vie totale, en fonction de la génération selon le scenario de mortalité, avec la législation en vigueur au 31 décembre 2015

Lecture : la durée moyenne de retraite en proportion de la durée de vie des assurés de la génération 1950 est de 29,5 % dans le scénario central de mortalité projeté par l’Insee en 2010.
Champ : ensemble des assurés vivants au moment de la liquidation de leurs droits (simulation Trajectoire), ensemble des retraités résidant en France (projection COR).

Graphique 5

durée de retraite, en proportion de la durée de vie totale, en fonction de la génération selon le scenario législatif (scénario central de mortalité de l’Insee)

durée de retraite, en proportion de la durée de vie totale, en fonction de la génération selon le scenario législatif (scénario central de mortalité de l’Insee)

Lecture : la durée moyenne de retraite en proportion de la durée de vie des assurés de la génération 1990 est de 29,3 % dans le scénario correspondant à la législation en vigueur au 31 décembre 2015 (graphique de gauche). La réforme de 2010, hors effet du relèvement de l’âge d’annulation de la décote, conduit à diminuer cette durée d’environ 2,6 % pour cette génération (graphique de droite).
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits. Scénario central de mortalité de l’Insee.

38 Au-delà de la seule analyse de la durée de retraite, il pourrait être intéressant d’étudier également la durée de retraite en bonne santé (ou sans incapacité), parfois présentée comme un indicateur davantage pertinent en matière d’équité au regard de la durée de retraite (Cambois, Robine, Sieurin, 2011). Cette notion est malheureusement absente du modèle TRAJECTOiRE, mais une étude récente montre que, dans le cadre du scénario règlementaire actuel, la durée de retraite sans incapacité sévère serait stable entre les générations 1960 et 1990 (Cazenave-Lacroutz et Godet, 2016). Les conclusions en termes d’équité entre les générations du point de vue de ce critère pourraient alors être davantage nuancées.

La durée de carrière

39 La durée de carrière peut être calculée de différentes manières selon le statut que l’on accorde aux périodes de non-emploi. Au sens le plus strict, la durée de carrière peut être considérée comme la durée passée effectivement en emploi. On peut également considérer, au-delà de la durée travaillée, quelques périodes de non-emploi involontaire ou encore la durée validée totale pour la retraite (y compris majorations et bonifications de durée).

40 En pratique, trois définitions peuvent être retenues à partir des nombres de trimestres validés par les assurés pour leur retraite (Collin, 2016) :

41

• la durée cotisée au seul titre de l’emploi (en tant qu’approximation de la durée effectivement passée en emploi) ;
• la durée validée hors majorations (correspondant approximativement à la durée calendaire passée soit en emploi, soit dans des situations considérées comme assimilées à de la cotisation, du point de vue du système de retraite) ;
• la durée validée totale (y compris majorations et bonifications de durée) qui constitue la notion de durée effectivement prise en compte par le système de retraite pour le calcul du montant de pension.

Graphique 6

durée de carrière, en proportion de la durée de vie totale en fonction de la génération, selon le scenario de mortalité avec la législation en vigueur au 31 décembre 2015

durée de carrière, en proportion de la durée de vie totale en fonction de la génération, selon le scenario de mortalité avec la législation en vigueur au 31 décembre 2015

Lecture : selon le modèle TRAJECTOiRE, la durée moyenne de carrière en proportion de la durée de vie des assurés de la génération 1950 est de 41,5 % dans le scénario central de mortalité projeté par l’Insee en 2010.
Champ : ensemble des assurés vivants au moment de la liquidation de leurs droits.

42 Le choix d’une définition, parmi les trois précédentes, pour apprécier l’équité au regard de la durée de carrière est une question normative. Nous présentons dans cet article la définition relative à la durée validée tous régimes (11) .

43 De façon analogue au calcul de l’indicateur de durée de retraite, l’indicateur de durée de carrière est calculé en proportion de la durée de vie totale, selon les trois scénarios de mortalité (central, variante de mortalité haute et variante de mortalité basse) (12).

44 Si l’on se place dans le cadre de la législation en vigueur au 31 décembre 2015 et dans le scénario central de mortalité projeté par l’Insee, la durée moyenne de carrière en proportion de la durée de vie totale par génération diminue au fil des générations. Elle passe de 41,5 % pour la génération née en 1950 à 39,4 % pour la génération née en 1985 (cf. graphique 6). Cette baisse peut être liée aux entrées sur le marché du travail de plus en plus tardives, au fil des générations jusqu’à celles nées au milieu des années 1970 (Salembier, 2015 et 2016). En pratique, la durée d’assurance validée tous régimes reste globalement stable (comprise entre 36 et 37 années) alors que l’espérance de vie à 60 ans croît sensiblement, passant de 27 ans pour les individus de la génération 1950 à 31,3 ans pour ceux de la génération 1990.

45 Le niveau moyen de l’indicateur de durée de carrière en proportion de la durée de vie estimé à partir des simulations de TRAJECTOiRE est légèrement inférieur à celui présenté par le COR (3 points de pourcentage pour la génération 1950, ce qui représente environ deux années et demie de carrière). Cela peut s’expliquer par les différences de champ mentionnées plus haut : les retraités liquidant leur pension sous la forme d’un versement forfaitaire unique (VFU) et les personnes qui, en pratique, ne demanderont jamais la liquidation de leurs droits, qui sont exclus du champ retenu par le COR mais inclus dans celui de cet article, ont le plus souvent une durée validée plus courte que la moyenne. Néanmoins, la série du COR et celle issue de TRAJECTOiRE présentent les mêmes tendances au fil des générations. La suite de l’étude s’intéressant principalement à l’évolution de cet indicateur, plus qu’à son niveau, les écarts mis en évidence sont de deuxième ordre.

46 Les différentes réformes des retraites depuis 2010 ont eu pour effet une hausse de la proportion de vie passée en activité. En l’absence de réforme, la durée de carrière en proportion de la vie totale aurait mécaniquement diminué au fil des générations en raison de la hausse de l’espérance de vie.

47 Le passage de l’âge d’ouverture des droits de 60 à 62 ans a pour effet un décalage de l’âge de départ à la retraite, ce qui permet à certaines personnes de valider plus de trimestres, et ainsi d’augmenter la durée de carrière. Nous observons le même effet pour le passage de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans et pour l’augmentation de la durée requise pour le taux plein de 167 à 172 trimestres. Ces trois mesures ont chacune un impact de même ampleur pour les générations nées dans la deuxième moitié des années 1970, et l’impact de l’allongement de la durée requise devient le plus fort parmi les générations les plus jeunes – alors que son impact en termes de durée de retraite restait d’une plus faible ampleur que celui des relèvements de l’âge minimal et de l’âge d’annulation de la décote (cf. graphiques 2 et 5). Ainsi, entre la législation en vigueur au 31 décembre 2009 et celle en vigueur au 31 décembre 2015, on observe une augmentation de la durée validée en proportion de la durée de vie totale. La génération 1990 passe d’une proportion de durée de carrière sur la durée de vie totale de 37,8 % à 39,8 %, selon le scénario législatif considéré. À la lumière de cet indicateur, les réformes menées depuis 2010 vont dans le sens d’une plus grande équité intergénérationnelle par comparaison avec la situation des personnes nées en 1950 (sauf pour les générations nées entre 1951 et 1955), puisque les assurés de générations nées après 1960 auraient, en l’absence de réforme, bénéficié d’une durée de carrière plus courte, en proportion de leur durée de vie, par rapport à ceux nés en 1950. Les réformes ont bien pour effet d’allonger les durées de carrière en proportion de la durée de vie, même si elles ne suffisent pas pour neutraliser le fait que les assurés nés au cours des années 1950 ont validé des durées plus longues que les assurés plus jeunes.

48 Rappelons que l’équité au regard de la durée de carrière est une question normative complexe, et le choix des indicateurs pour l’apprécier reste encore en débat. D’autres indicateurs pourraient ainsi conduire à des résultats différents. En particulier, le caractère « avantageux » pour une génération d’avoir une durée de carrière plus faible en moyenne peut être discuté car, s’il est effectivement souvent vu comme tel lorsqu’on compare des assurés à carrière complète, une faible durée de carrière liée à une forte proportion de carrières incomplètes peut aussi, à l’inverse, être interprété comme un désavantage, puisqu’il a pour conséquence des pensions de plus faibles montants. Ces réflexions conduisent à considérer également d’autres indicateurs de durée de carrière, qui visent à neutraliser ces effets liés aux carrières incomplètes via la notion d’équivalent carrière complète (Collin, 2016).

49 En ce qui concerne les écarts de durée de carrière entre les sexes, le rapport entre la durée validée en moyenne par les femmes et celle des hommes (13) est inférieur à 1 pour les générations nées avant 1960, puis devient supérieur à ce seuil pour les générations nées après. Cela signifie que la durée d’assurance validée tous régimes devient plus longue pour les femmes que pour les hommes. Cela s’explique à la fois par la participation plus grande des femmes au marché du travail et par les majorations de durée d’assurance dont elles peuvent bénéficier au titre de la maternité et de l’éducation des enfants (Andrieux, Bonnet, Plouhinec, Rapoport et Solard, 2016) (14). Si l’on restreignait l’indicateur à la seule durée cotisée au titre de l’emploi, le ratio femmes/hommes resterait inférieur à 1 pour l’ensemble des générations.

Graphique 7

durée de carrière, en proportion de la durée de vie totale en fonction de la génération, selon le scenario législatif (scénario central de mortalité de l’Insee)

durée de carrière, en proportion de la durée de vie totale en fonction de la génération, selon le scenario législatif (scénario central de mortalité de l’Insee)

Lecture : la durée moyenne de carrière en proportion de la durée de vie des assurés de la génération 1990 est de 39,8 % dans le scénario correspondant à la législation en vigueur au 31 décembre 2015 (graphique de gauche). La réforme de 2010, hors effet du relèvement de l’âge d’annulation de la décote, conduit à augmenter cette durée d’environ 1,6 % pour cette génération (graphique de droite).
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits. Scénario central de mortalité de l’Insee.

Graphique 8

rapport entre la durée de carrière des femmes et celle des hommes en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

rapport entre la durée de carrière des femmes et celle des hommes en fonction de la génération pour différents scénarios législatifs (scénario central de mortalité de l’Insee)

Lecture : pour les assurés de la génération 1990, le rapport entre la durée de carrière des femmes et celle des hommes s’établit à 1,01 dans le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2009 (graphique de gauche). La réforme de 2010, hors effet du relèvement de l’âge d’annulation de la décote, conduit à augmenter ce ratio d’environ 1,2 % pour cette génération (graphique de droite).
Note : pour l’impact différentiel des réformes (graphique de droite), une valeur positive signifie que la réforme augmente la durée de carrière en moyenne davantage pour les femmes que pour les hommes, et une valeur négative qu’elle augmente davantage la durée de carrière des hommes que celle des femmes.
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits. Le scénario de mortalité est le scénario central projeté par l’Insee.

50 Les réformes conduites depuis 2010, dans leur ensemble, ont eu un effet limité sur le rapport de la durée validée tous régimes des femmes sur celle des hommes. Le relèvement de 60 à 62 ans de l’âge d’ouverture des droits a pour conséquence une hausse du ratio – ce qui signifie qu’il conduit à augmenter plus fortement en moyenne la durée d’assurance validée par les femmes que celle validée par les hommes. Ce relèvement de l’âge d’ouverture des droits a en parallèle pour conséquence de réduire la durée passée à la retraite de 7 mois chez les hommes, contre 11 mois chez les femmes pour les assurés de la génération 1980 (cf. Duc, Martin et Tréguier, 2016). À l’inverse, l’augmentation de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans conduit à diminuer le ratio femmes/hommes, donc à augmenter la durée de carrière en moyenne davantage pour les hommes que pour les femmes.

Le taux de remplacement moyen

51 Le taux de remplacement moyen est un indicateur calculé sur le cycle de vie (15). Il peut être défini à partir de différentes formules mathématiques, selon la façon dont on pondère chaque individu dans le calcul de la moyenne : même poids pour tous les assurés, poids proportionnel à la durée de carrière, etc. (cf. encadré 1). Dans cet article, nous avons choisi de rapporter la moyenne des pensions relatives (c’est-à-dire rapportées au SMPT), perçues en moyenne sur l’ensemble de la durée de retraite par les assurés d’une même génération, à la moyenne des salaires relatifs (c’est-à-dire rapportés au SMPT) perçus sur l’ensemble de la carrière des assurés de cette même génération.

52 Ainsi, si ALIQ désigne l’année de liquidation, ADEC l’année de décès de l’assuré, ADEB l’année de début de carrière de l’assuré (c’est-à-dire la première année pour laquelle un salaire est porté au compte), NBRET le nombre d’années de retraite et NBCAR le nombre d’années de carrière (années pour lesquelles un salaire est porté au compte), nous avons :

Pension individuelle moyenne =
1^a∑^dec [_{pensiontSMPTt}]
nbret
t = aliq

Salaire indivuel moyen =
1^a∑^liq [_{salairetSMPTt}]
nbcar
t = adeb

53 Le taux de remplacement moyen est obtenu en calculant pour chaque génération le ratio entre la pension individuelle moyenne et le salaire individuel moyen.

54 Le montant des pensions de retraite dans l’absolu – c’est-à-dire exprimé en euros – n’est pas pertinent à étudier au fil des générations lorsqu’on raisonne sur longue période, car le montant de revenu des non-retraités peut varier différemment avec le temps. Ainsi, si les autres types de revenus augmentent plus rapidement que les retraites, le montant absolu de pension ne traduit pas le bon niveau de vie par rapport au reste de la population. C’est la raison pour laquelle nous considérons ici un indicateur de niveau relatif des pensions, en rapportant le montant moyen des retraites au salaire moyen dans l’économie. De même pour les salaires.

55 Les montants de pension et de salaire sont bruts. Le taux de remplacement brut moyen sur le cycle de vie diminue au fil des générations passant, dans le scénario économique retenu dans cet article, de 55 % pour les assurés de la génération 1950 à 45 % pour ceux de la génération 1990 (cf. graphique 9). Cette tendance, déjà mise en évidence par des travaux conduits sur cas type (COR, 2017) peut s’expliquer par plusieurs facteurs. D’abord la baisse progressive des rendements de la plupart des régimes complémentaires (Agirc, Arrco, Ircantec, …) pénalise les générations les plus jeunes qui, pour des niveaux de salaire identiques, percevront des pensions plus faibles (Nortier-Ribordy, 2016). De même, plusieurs changements réglementaires portant sur les régimes de base ont pour conséquence de réduire les taux de remplacement (décalage de la date de revalorisation des pensions, écrêtement du minimum contributif, … Cf. Duc, Martin et Tréguier, 2016 pour une analyse détaillée de ces effets). Enfin, le scénario macroéconomique (notamment l’écart entre le taux de croissance des salaires et l’inflation) contribue aussi à cette tendance de fond dans la mesure où les salaires portés au compte, puis les pensions après la liquidation, sont revalorisés au niveau de l’inflation. Ainsi, plus la croissance de la productivité est dynamique, plus le taux de remplacement sur le cycle de vie est faible. À titre d’exemple, la carrière des assurés de la génération 1990 simulée dans cet article se déroule presque intégralement dans le cadre d’un scénario macroéconomique du COR qui prévoit un taux de croissance des salaires moyens par tête de 1,5 % par an (en plus de l’inflation) à long terme : comme ce rythme est plus élevé que celui observé en moyenne au cours des dernières années (de l’ordre de +0,6 % par an sur la période 1990-2015, cf. COR, 2016, p. 23), le taux de remplacement moyen se trouve donc mécaniquement plus faible pour cette génération 1990 que pour celles qui partent actuellement à la retraite. L’ampleur de la diminution varie toutefois sensiblement selon le scénario économique.

Encadré 2 : les différentes définitions du taux de remplacement moyen

Au-delà de la définition retenue dans cet article, le taux de remplacement moyen sur le cycle de vie peut être calculé de plusieurs autres façons pour une génération donnée. Il peut être calculé par exemple au niveau individuel : le taux de remplacement individuel est égal à la moyenne des pensions relatives actualisées versées sur la durée de retraite divisée par la moyenne des revenus de carrière relatifs actualisés. Le taux de remplacement moyen d’une génération peut alors être obtenu en faisant la moyenne, sur l’ensemble des individus de la génération, des taux de remplacement individuels. Cette méthode présente le désavantage d’être sensible aux valeurs extrêmes des taux de remplacement individuels.
Une alternative est de définir le taux de remplacement moyen à partir de quatre données agrégées : la durée moyenne de retraite, la durée moyenne de carrière (définie pour chaque individu comme la durée validée au titre de l’emploi), le cumul des salaires relatifs au SMPT moyen par individu, et le cumul des pensions perçues relatives au SMPT moyen par individu. Au niveau individuel, le cumul des salaires relatifs au SMPT et le cumul des pensions relatives au SMPT s’écrivent de la manière suivante (en reprenant les notations précédentes) :

cumul des pensions individuelle =
adec
∑ [^pensiont^SMPTt]
t = aliq

cumul des salaires individuels =
aliq
∑ [^salairet^SMPTt]
t = adeb

Le taux de remplacement moyen se calcule alors comme :

Cumul des pensions moyen
durée moyenne de retraite
TRmoyen =
Cumul des salaires moyen
durée moyenne de carrière

La principale différence avec la formule que nous avons choisie dans le corps principal de cet article concerne la pondération relative des années de carrière des assurés et des années de retraite des assurés. Le dénominateur de la formule retenue (moyenne du salaire relatif actualisée sur la durée de la retraite) donne à chaque individu le même poids, quelle que soit sa durée de carrière ; en conséquence, il pondère relativement plus les années de carrière des assurés dont la carrière est courte et relativement moins les années de carrière des assurés dont la carrière est longue. De même, le numérateur de cette formule pondère davantage les années de retraite des assurés dont la durée de retraite est courte. Au final, les deux indicateurs présentent de très légères différences en niveau (l’indicateur retenu est un peu plus haut en niveau, car le dénominateur pondère davantage les assurés à carrière courte, qui ont plus souvent de faibles salaires, et est donc lui-même plus bas) mais ils délivrent le même message en termes d’évolution et d’effet des réformes sur le niveau et sur le ratio femmes/hommes.

Graphique 9

taux de remplacement brut moyen sur le cycle de vie en fonction de la génération, et du scénario législatif

taux de remplacement brut moyen sur le cycle de vie en fonction de la génération, et du scénario législatif

Lecture : le taux de remplacement moyen sur le cycle de vie est de 44,8 % pour les assurés de la génération 1990 dans le cadre de la législation en vigueur au 31 décembre 2009 (graphique de gauche). La réforme de 2010 conduit à augmenter ce taux d’environ 1,5 point de pourcentage pour cette génération (graphique de droite).
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950.

56 Les différentes réformes des retraites intervenues depuis 2010 ont des effets contrastés sur le niveau de cet indicateur. Si l’on compare la législation en vigueur au 31 décembre 2009 à celle issue de la loi du 9 novembre 2010, on constate globalement une hausse du niveau de l’indicateur, notamment pour les générations nées après 1960. Le décalage des bornes d’âge de la retraite (ouverture des droits et annulation de la décote) a pour conséquence un prolongement des carrières pour une partie des assurés et donc une accumulation de droits supplémentaires (salaire de référence plus élevé, réduction du coefficient de proratisation, points dans les régimes complémentaires, …) ce qui tend à augmenter les pensions des assurés. Parallèlement, le prolongement des carrières professionnelles peut contribuer à relever dans une moindre mesure le salaire moyen (en proportion du SMPT) perçu au cours de la carrière et donc à augmenter la valeur du dénominateur du ratio, ce qui modère l’impact des réformes sur le taux de remplacement. À l’inverse, par rapport au scénario de fin 2010, le scénario législatif issu de la réforme de 2014 a un effet négatif sur le taux de remplacement, qui est maximal pour les générations nées vers 1960 mais qui tend à s’atténuer pour les générations les plus récentes. Cette baisse s’explique par plusieurs modifications réglementaires intervenues entre 2010 et 2014. D’abord, le décret de juillet 2012, qui a élargi les critères d’éligibilité au dispositif de retraite anticipée pour carrière longue, a permis à de nombreux assurés d’avancer leur date de liquidation, avec en conséquence un raccourcissement des carrières et donc une réduction des droits accumulés (notamment moins de points dans les régimes complémentaires) et des pensions. Ensuite, la mise en œuvre de l’écrêtement du minimum contributif à partir du 1^er janvier 2012 (16) a aussi contribué à réduire certaines pensions. Par ailleurs, les accords interprofessionnels intervenus en 2011 et 2013 ont conduit à une sous-indexation de la valeur de service des points des régimes Agirc et Arrco avec pour corollaire une diminution des taux de remplacement. Enfin, ces effets sont amplifiés par plusieurs mesures contenues dans la réforme de 2014, notamment le décalage de la date de revalorisation des pensions et la mise en œuvre de la liquidation unique. À partir de la génération 1965, l’effet différentiel de la réforme de 2014, du décret de 2012 et des ANI de 2011 et 2013 sur le taux de remplacement s’atténue. Cela s’explique par l’allongement des carrières, corollaire de l’accroissement de la durée d’assurance requise pour l’obtention du taux plein, qui s’applique à partir de la génération née en 1961. Enfin, l’Accord National Interprofessionnel du 30 octobre 2015 relatif aux régimes Agirc et Arrco a un effet négatif important sur le taux de remplacement et cet effet est d’autant plus prononcé que les générations sont jeunes (le taux de remplacement des assurés nés en 1990 se contracte d’un point de pourcentage suite à cette modification réglementaire contre 0,2 point de pourcentage pour les assurés nés en 1950). Cela s’explique par la sous-indexation de la valeur de service du point, la baisse du rendement des régimes et la mise en place à partir de la génération 1957 des coefficients temporaires de solidarité pour certains assurés partant au taux plein. Au total, si l’on considère l’effet agrégé de l’ensemble des modifications règlementaires intervenues depuis 2010, le taux de remplacement moyen baisse pour les générations nées vers 1950 (environ un point de pourcentage) mais il s’avère stable pour les générations nées après 1975.

Graphique 10

rapport entre le taux de remplacement moyen des femmes et celui des hommes en fonction de la génération, pour différents scénarios législatifs

rapport entre le taux de remplacement moyen des femmes et celui des hommes en fonction de la génération, pour différents scénarios législatifs

Lecture : pour les assurés de la génération 1990, le rapport entre le taux de remplacement moyen des femmes et celui des hommes s’établit à 1,11 dans le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2009 (graphique de gauche). La réforme de 2010 conduit à augmenter ce ratio d’environ 0,7 % pour cette génération (graphique de droite).
Note : pour l’impact différentiel des réformes (graphique de droite), une valeur positive signifie que la réforme augmente le taux de remplacement sur le cycle de vie en moyenne davantage pour les femmes que pour les hommes, et une valeur négative qu’elle augmente davantage le taux de remplacement des hommes que celui des femmes.
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 et vivants au moment de la liquidation de leurs droits.

57 En ce qui concerne le ratio des taux de remplacement entre les genres (cf. graphique 10), celui-ci est supérieur à 1 pour l’ensemble des générations nées entre 1950 et 1990. Cela s’explique par les différences de carrières salariales : les femmes disposent de salaires en moyenne plus faibles que ceux des hommes, donc de taux de remplacement supérieurs puisque le taux de remplacement décroit généralement en fonction du niveau de salaire (Senghor, 2015), du fait de la redistribution verticale – des plus aisés vers les moins aisés – réalisée par le système de retraite français. Parmi les générations les plus âgées, le fait qu’une proportion plus importante de femmes que d’hommes dispose d’une carrière incomplète joue à l’inverse dans le sens d’un taux de remplacement relativement plus faible pour les femmes, mais cet effet négatif lié à la durée de carrière ne fait qu’atténuer, sans contrebalancer totalement en moyenne, l’effet positif lié à la différence de salaire.

58 Au fil des générations, les taux de remplacement moyen tendent à diminuer (cf. graphique 9) pour les deux sexes, mais pour les femmes cette diminution est moins forte, en raison notamment de l’allongement de leurs carrières et de la diminution de la proportion de femmes à carrière incomplète. Cela explique que le ratio augmente progressivement au fil des générations passant de 1,03 à 1,11 dans le cadre du scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2009. Prises dans leur ensemble, les réformes intervenues entre 2010 et 2015 tendent à améliorer ce ratio de l’ordre de 2 %.

Le taux de cotisation moyen

59 Le taux de cotisation moyen sur l’ensemble de la carrière est le quatrième indicateur d’équité utilisé par le COR (17). Il se calcule pour chaque génération comme le ratio entre la somme, actualisée selon le taux de croissance du SMPT, des cotisations versées dans les différents régimes par les assurés de cette génération et la somme actualisée des salaires et revenus d’activité perçus au cours de la carrière professionnelle par ces mêmes assurés. Les cotisations prises en compte intègrent à la fois les cotisations salariales et employeurs. Formellement, nous avons, en notant i les différents assurés et T(i) l’ensemble de leurs années de carrière :

60 Taux de cotisation moyen

⎡cotisations ⎤
∑_i∑_{t ∈T ( i)} ⎢^{i, t} ⎥
⎣ SMPTt ⎦
=
⎡salaires ⎤
∑_i∑_{t ∈T ( i)} ⎢^{i, t} ⎥
⎣ SMPTt ⎦

61 Le calcul exact de cet indicateur nécessite de disposer d’un large historique sur les taux de cotisation des différents régimes qui ont jalonné l’histoire du système de retraite français (par exemple pour la génération 1950, il faut connaître les taux de cotisation en vigueur dans les années 1970 pour les différents régimes, dans un contexte où le système de retraite était particulièrement émietté). Ne disposant pas de telles données, nous n’avons considéré ici que les périodes d’affiliation au régime général (c’est-à-dire les cotisations versées et les salaires portés au compte à la CNAV, et dans les régimes complémentaires Agirc, Arrco et Ircantec). Le taux de cotisation moyen d’une génération est un bon indicateur de son effort contributif au système de retraite.

62 De manière générale, le taux de cotisation moyen pour les assurés du régime général augmente au fil des générations, passant de 23 % pour la génération 1950 à 27,8 % pour la génération 1990 (cf. graphique 11) quand on se place dans le cadre de la législation en vigueur au 31 décembre 2015 (issue de l’ANI Agirc-Arrco de 2015). Cette hausse s’explique notamment par les différents relèvements des taux de cotisation intervenus depuis les années 1970. Le taux de cotisation du régime général portant sur la partie du salaire situé sous le plafond de la sécurité sociale est ainsi passé de 10,25 % en 1975 à 15,45 % en 2016. Une assiette de cotisation portant sur l’ensemble du salaire a aussi été créée en 1981 avec un taux qui augmente progressivement jusqu’à 2,3 % à l’horizon 2017. La tendance a été la même dans les régimes complémentaires Agirc et Arrco. Les taux d’appel qui étaient de 100 % dans les années 1970 ont augmenté pour atteindre 125 % dès 1993 et 127 % à partir de 2019. Les taux contractuels ont également sensiblement augmenté.

Graphique 11

taux de cotisation, en moyenne sur l’ensemble de la carrière, des salariés affiliés au régime général, en fonction de la génération et du scénario réglementaire

taux de cotisation, en moyenne sur l’ensemble de la carrière, des salariés affiliés au régime général, en fonction de la génération et du scénario réglementaire

Lecture : le taux de cotisation moyen est de 27,74 % pour les assurés de la génération 1990 dans le scénario réglementaire issu de l’ANI du 30 octobre 2015 (graphique de gauche). Le décret du 2 juillet 2012 a conduit à augmenter ce taux d’environ 0,5 point de pourcentage pour cette génération (graphique de droite).
Champ : ensemble des assurés des générations nées après 1950 sur les périodes de cotisation au régime général. Les cotisations (part salariale + part employeur, hors éventuelles réductions de cotisations patronales) et les salaires pris en compte sont ceux enregistrés dans les régimes Cnav, Agirc, Arrco et Ircantec.

Graphique 12

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la pension moyenne relative et la pension cumulée sur le cycle de vie – par génération

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la pension moyenne relative et la pension cumulée sur le cycle de vie – par génération

Lecture : la pension moyenne tous régimes cumulée sur le cycle de vie de la génération 1980 diminue de 0,1 % suite au relèvement de l’âge d’ouverture des droits de 60 à 62 ans contenu dans la réforme de 2010, par rapport à la situation avant réforme.
Champ : ensemble des retraités des générations 1950, 1960, 1970 et 1980, y compris versement forfaitaire unique.

63 Dans la décomposition en fonction des modifications réglementaires successives (cf. graphique 11), quatre scénarios réglementaires ont été isolés, correspondant aux principaux épisodes de hausse des taux de cotisation. La réglementation issue du décret du 2 juillet 2012 prévoit une hausse des taux de cotisation dans les principaux régimes de base. Cette hausse est de 0,5 point pour le taux de cotisation appliqué sur la partie du salaire située sous le plafond de la sécurité sociale pour les affiliés des régimes alignés. L’ANI du 13 mars 2013 instaure une hausse de 0,2 point du taux de cotisation sur l’ensemble des tranches de cotisation des régimes Agirc et Arrco. La loi du 20 janvier 2014 prévoit aussi une augmentation des taux de cotisation dans la plupart des régimes de base. Cette hausse est de 0,6 point pour le taux de cotisation appliqué à l’ensemble du revenu pour les affiliés des régimes alignés. Enfin, l’ANI du 30 octobre 2015 instaure une hausse du taux de cotisation sur les tranches B et C de l’Agirc (0,56 point) et sur la tranche 2 de l’Arrco (0,8 point) ainsi qu’une augmentation du taux d’appel de ces deux régimes (de 125 % à 127 % en 2019). Au final, l’ensemble de ces réformes contribuent à accentuer le profil ascendant de la courbe (cf. graphique 12). Le taux de cotisation moyen passe de 26,2 % à 27,8 % pour la génération 1990 entre le scénario législatif en vigueur au 31 décembre 2009 et celui issu de l’ANI 2015. À l’inverse, pour les générations les plus anciennes (nées avant 1954) ce taux moyen est peu affecté par les réformes.

64 Ces résultats vont dans le sens de travaux récents conduits à partir du modèle DESTINIE (Dubois et Marino, 2016) ainsi que des estimations publiées par le COR à partir de cas type (COR, 2017).

65 Pour finir, si les barèmes de cotisation sont identiques pour les femmes et pour les hommes, les effets des réformes sur le taux de cotisation moyen ne sont pas identiques, car des effets de composition entrent en jeu. En effet, les différentes assiettes de cotisation – notamment les parts des rémunérations en-dessous et au-dessus du plafond de sécurité sociale – ne représentent pas une même proportion de la rémunération totale pour les deux sexes (18). En particulier, du fait des plus faibles salaires des femmes en moyenne, le taux de cotisation moyen est moins sensible aux hausses de taux sur l’assiette au-dessus du plafond pour les femmes que pour les hommes. Or depuis 2010, les taux de cotisation ont augmenté proportionnellement davantage sur la part du salaire situé au dessus du plafond (19). Les écarts restent toutefois très faibles.

Équité de la distribution de revenus

66 Le recul de l’âge moyen de départ permet aux assurés proches du marché du travail d’accumuler des droits supplémentaires, notamment dans les régimes complémentaires. Ainsi, la pension moyenne relative (20) de la génération 1980 augmente de 2,6 % suite au relèvement de l’âge d’ouverture des droits et de 2,3 % suite au relèvement de l’âge d’annulation de la décote. En revanche, l’allongement de la durée requise pour le taux plein diminue la pension relative de 1,1 %. Cet effet provient du fait que l’accumulation des droits ne suffit pas à compenser les effets négatifs dus à l’impact de l’allongement de la durée d’assurance requise sur le coefficient de proratisation des pensions (21). Ainsi, pour la génération 1980, 5 trimestres supplémentaires (172 au lieu de 167) sont requis pour un départ au taux plein ; or cette génération valide en moyenne 1,4 trimestres de plus suite au décalage de l’âge moyen de départ à la retraite de 4 mois. En particulier, les assurés éloignés du marché du travail sont nombreux à ne valider aucun trimestre supplémentaire.

67 Au-delà de ces trois mesures phares, les « autres mesures » entraînent une diminution de la pension moyenne relative de l’ordre de 1,3 % pour la génération 1950 et de 1,8 % pour la génération 1980. Cette diminution est notamment la conséquence du décalage de la date de revalorisation des pensions de la plupart des régimes d’avril à octobre par la réforme de 2014. Elle provient également des accords nationaux interprofessionnels (ANI) Agirc-Arrco. Dans la mesure où les régimes complémentaires représentent en moyenne entre 30 % et 40 % de la pension totale, les ANI ont un effet relativement important. Il est principalement dû à la sous-indexation des pensions Agirc-Arrco entre 2016 et 2019 et au passage de la revalorisation au 1^er novembre (au lieu du 1^er avril), prévu par l’ANI de 2015. Cette dernière mesure (comme la mesure équivalente de la loi de 2014) touche également les personnes ayant déjà liquidé leur pension (cf. Duc, Martin et Tréguier, 2016, pour le détail de ces effets).

68 La pension moyenne relative, suite aux réformes menées depuis 2010, diminue de 1,3 % pour la génération 1950 (qui est touchée uniquement par les décalages des dates de revalorisation des pensions et par les sous-indexations) et augmente de 2,1 % pour la génération 1980 (cf. graphique 12).

69 La pension relative cumulée sur le cycle de vie permet de rendre compte à la fois des variations de la durée passée à la retraite et des variations de pension relative, ce qui donne une vision plus globale de l’ensemble des pensions perçues tout au long de la retraite (cf. encadré 3). Dans le cas d’un recul de la date de départ à la retraite, elle permet notamment de mesurer la compensation entre d’une part la perte de pension consécutive à ce recul, égale à la somme des pensions non versées entre l’âge de départ initial et le nouvel âge de départ, et d’autre part les droits supplémentaires accumulés entre ces deux âges.

Encadré 3 : définition de la pension relative cumulée sur le cycle de vie

La pension relative cumulée sur le cycle de vie est calculée de la manière suivante. Pour chaque individu, nous sommons l’ensemble de ses pensions mensuelles perçues « déflatées » du SMPT vers une année de référence (l’année 2015). Cette opération consiste à diviser les pensions perçues par le rapport entre le SMPT de cette même année et le SMPT de l’année 2015. Nous sommons ensuite l’ensemble des pensions déflatées du SMPT. Cet indicateur a l’avantage de tenir compte à la fois du niveau de la pension et de la durée passée à la retraite, en retenant le SMPT pour taux d’actualisation.
Ainsi, si l’on note P le montant de pension à la liquidation, ALIQ la date de liquidation, ADEC la date de décès, SMPT_t le salaire moyen par tête à la date t et r_u l’indice de revalorisation à une date u (les dates étant exprimées de façon mensuelle, même si le SMPT ne change de valeur que d’une année sur l’autre), la pension cumulée relative au SMPT de 2015 s’écrit :

ADEC P x ∏^t (1 + r_u)
Pension cumulée = ∑^{u = ALIQ}
t=ALIQ^⎡ SMPT_t ⎤
⎢⎥
⎣ SMPT2015 ⎦

Remarquons que la pension cumulée sur le cycle de vie correspond ainsi au produit de la pension relative moyenne sur le cycle de vie (déjà présentée ci-avant), de la durée de retraite, et du SMPT de l’année 2015.
Notons par ailleurs que la pension cumulée fait intervenir la durée passée à la retraite et donc la mortalité. En toute rigueur, dans la mesure où les résultats sont présentés en fonction des quartiles de salaires, il aurait été opportun de tenir compte de la mortalité différentielle. Cependant, le modèle TRAJECTOiRE n’intègre pas à ce stade de projections d’espérance de vie selon la catégorie socioprofessionnelle ou selon la distribution de revenus. Cette absence de prise en compte dans les simulations joue au premier ordre sur le niveau des pensions cumulées par quartile de salaire. L’effet est toutefois du second ordre sur la mesure de l’effet des réformes estimé comme la différence entre deux scénarios. Intuitivement, les espérances de vie étant corrélées positivement avec les quartiles de salaire, les résultats par quartile présentés dans cette contribution pourraient être légèrement moins favorables aux bas salaires et légèrement plus favorables aux salaires élevés. Ces derniers disposeront en effet d’une durée de retraite plus longue que celle simulée, si bien qu’ils compenseront davantage la perte de pension cumulée sur le cycle de vie due au recul de l’âge de liquidation faisant suite à une réforme.

70 Pour la génération 1980, la compensation est quasi parfaite concernant les mesures d’âge puisque la pension cumulée varie de -0,1 % suite au relèvement de l’âge d’ouverture des droits et de -0,4 % suite au relèvement de l’âge d’annulation de la décote. En revanche, l’allongement de la durée requise pour le taux plein de la réforme de 2014 entraîne une diminution de la pension cumulée de 2,4 % et les autres mesures, principalement composées des ANI Agirc-Arrco et du décalage de la date de revalorisation, une diminution de 1,5 % (cf. graphique 14).

Graphique 13

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la pension cumulée sur le cycle de vie – par génération et sexe

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la pension cumulée sur le cycle de vie – par génération et sexe

Lecture : la pension moyenne tous régimes cumulée sur le cycle de vie des hommes de la génération 1980 diminue de 1 % suite au relèvement de l’âge d’annulation de la décote de 65 à 67 ans contenu dans la réforme de 2010, par rapport à la situation avant réforme.
Champ : ensemble des retraités des générations 1950, 1960, 1970 et 1980, y compris versement forfaitaire unique.

71 Les réformes de ces dernières années conduisent au final à une baisse de la pension cumulée de 1,3 % pour la génération 1950 du fait des sous-indexations et des changements de date de revalorisation, et de 4,5 % pour la génération 1980. Cependant, malgré l’effet négatif des mesures, la pension cumulée sur le cycle de vie continue d’augmenter au fil des générations en euros constants.

72 Les femmes de la génération 1980 sont deux fois moins touchées que les hommes (cf. graphique 13) par l’ensemble des réformes menées entre 2010 et 2015 (3 % vs 6 %). Cela est dû d’une part à une participation plus active sur le marché du travail. Couplée aux trimestres de majoration de durée d’assurance pour enfant (MDA), les femmes valident plus de trimestres que les hommes et partent à la retraite plus tôt à partir de la génération 1965. Ainsi, elles sont plus contraintes par le relèvement de l’âge d’ouverture des droits. À cet âge, elles sont encore nombreuses à pouvoir valider de nouveaux droits, leur pension relative augmente. Pour les hommes, c’est l’âge d’annulation de la décote qui les contraint le plus, leur pension relative augmente donc moins que celle des femmes. D’autre part, les femmes ont une espérance de vie plus élevée que les hommes et donc une durée passée à la retraite plus longue. Il est donc mécaniquement plus facile de compenser le recul de deux ans de l’âge de départ par une pension plus élevée versée longtemps.

Équité au sein de la distribution de revenus

73 Les variations de durée de retraite et de montant de pension cachent des disparités au sein de la distribution des revenus (22). On considère ici qu’une mesure est redistributive si elle touche moins les assurés à faibles revenus que les assurés à revenus élevés. Selon ce critère, les mesures d’âge apparaissent anti-redistributives pour les trois indicateurs retenus avec notamment une perte de la pension cumulée due aux deux mesures d’âge de l’ordre de 6,6 % pour les assurés en dehors de l’emploi dès 50 ans alors que l’effet est quasi nul pour les assurés aux revenus élevés (graphique 14). Les assurés en dehors de l’emploi connaissent d’une part un recul de l’âge de départ à la retraite de deux ans (par hypothèse du modèle, ils liquident leurs droits soit à l’âge d’ouverture des droits au titre de l’invalidité soit à l’âge d’annulation de la décote pour bénéficier du taux plein et éventuellement du minimum contributif) mais accumulent très peu de droits supplémentaires. Pour ces derniers, les deux mesures d’âge de la réforme du 9 novembre 2010 se soldent quasiment par la perte de deux années de pension.

74 L’allongement de la durée requise pour le taux plein est redistributive en ce qui concerne la durée passée à la retraite. En effet, les assurés de la catégorie en dehors de l’emploi dès 50 ans ne modifieront pas leur âge de départ suite à cette mesure. En revanche, en termes de pension relative, elle est anti-redistributive puisque son effet sur le taux de proratisation est plus néfaste aux assurés aux bas revenus et en dehors de l’emploi. L’effet est toutefois neutre en termes de redistributivité sur la pension cumulée, avec une perte de l’ordre de 2 à 3 % selon le quartile de revenus.

Graphique 14

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la durée passée à la retraite, la pension moyenne relative et la pension cumulée sur le cycle de vie – par quartile de salaires à 54 ans – génération 1980

effet des mesures phares des réformes des retraites de 2010 à 2015 sur la durée passée à la retraite, la pension moyenne relative et la pension cumulée sur le cycle de vie – par quartile de salaires à 54 ans – génération 1980

Lecture : la pension moyenne tous régimes cumulée sur le cycle de vie des hommes de la génération 1980 appartenant au quartile de salaire le plus élevé diminue de 3,4 % suite aux réformes des retraites mise en œuvre entre 2010 et 2015.
Note : les quartiles de salaires pour les hommes et pour les femmes sont définis au sein de chaque sexe.
Champ : ensemble des retraités de la génération 1980, y compris versement forfaitaire unique.

75 Les autres mesures prises dans leur globalité sont neutres d’un point de vue redistributif. Comme mentionné précédemment, elles concernent principalement les accords Agirc-Arrco, notamment la sous-indexation, et le changement de date de revalorisation des pensions. Ces deux éléments touchent tous les assurés de la même manière. À noter toutefois que les personnes à bas salaire bénéficient plus souvent de la réduction du salaire de référence permettant de valider un trimestre instaurée par la réforme de 2014 (23). Cela a un effet positif sur leur pension relative et leur pension cumulée sur le cycle de vie.

76 Le cumul de l’ensemble des réformes a un effet très anti-redistributif avec une perte de pension cumulée de plus de 10 % pour les assurés en dehors du marché de l’emploi dès 50 ans et une perte de 3,4 % pour les assurés à revenus élevés.

Conclusion

77 L’étude de l’adéquation du système de retraite français avec son objectif d’équité inter et intra générationnelle, dans le contexte des réformes et modifications réglementaires mises en œuvre entre 2010 et 2015, met en lumière des résultats partagés.

78 En ce qui concerne l’objectif d’équité entre les assurés des différentes générations, si celui-ci semble être respecté au regard de certains indicateurs ; c’est le contraire pour d’autres. La proportion de durée de vie passée à la retraite sur la durée de vie totale de la génération 1990 atteint le niveau de celle de la génération 1950 car l’augmentation de la durée de vie passée à la retraite est compensée par l’effet réducteur des réformes sur cet indicateur. De ce point de vue l’équité entre les générations semble assurée. En revanche si l’on s’intéresse à la proportion de la durée de carrière sur la durée de vie totale l’indicateur diminue au fil des générations du fait d’une hausse plus rapide de l’espérance de vie que de la durée de carrière. De ce point de vue l’exigence d’équité entre les générations ne serait pas respectée. Néanmoins l’interprétation de cet indicateur en termes d’équité reste délicate (Blanchet, 2010, Aubert, Collin et Solard, 2017). Ainsi, avoir une durée de carrière longue (ou symétriquement une durée de retraite courte) pourra être vu alternativement comme un avantage (absence de périodes de chômage, opportunités d’emploi nombreuses, carrière complète) ou un désavantage (obligation de continuer à travailler jusqu’à un âge avancé). En déplaçant la focale sur les deux derniers indicateurs (le taux de remplacement moyen sur le cycle de vie et le taux de cotisation moyen), les générations les plus jeunes paraissent désavantagées. D’abord, le taux de cotisation moyen croît au fil des générations du fait de l’augmentation continue des taux de cotisation de divers régimes. Mais ici encore la lecture de cet indicateur n’est pas évidente car les cotisations supplémentaires peuvent être génératrices de droits. Ensuite, le taux de remplacement moyen se dégrade au fil des générations en raison à la fois des modifications règlementaires mais aussi des hypothèses macroéconomiques qui postulent des gains de productivité relativement élevés. Cependant, ici encore la lecture de cet indicateur n’est pas aisée. Avoir un taux de remplacement moyen élevé peut être considéré à la fois comme avantageux (niveau élevé de la retraite au regard des revenus de la carrière) ou désavantageux (un taux de remplacement élevé est le plus souvent le corollaire de faibles revenus perçus au cours de la carrière).

79 En ce qui concerne l’impact des réformes et modifications règlementaires intervenues depuis 2010 sur l’équité intergénérationnelle, le diagnostic est tout autant partagé. Le décalage des bornes d’âge du système de retraite (contenu dans la réforme de 2010) et l’augmentation de la durée requise pour le taux plein (réforme de 2014) ont pour conséquence de réduire la durée de retraite en proportion de la durée de vie totale et d’augmenter la durée de carrière en proportion de la durée de vie totale au fil des générations. Ces évolutions vont dans le sens d’une plus grande équité entre les générations, car en l’absence de réformes l’augmentation de l’espérance de vie aurait conduit mécaniquement à une situation plus favorable pour les jeunes générations. À l’inverse les différentes augmentations des taux de cotisation retraite intervenues depuis 2010 ont pour conséquence d’accentuer encore la hausse du taux de cotisation moyen au fil des générations. Sur ce plan, les modifications règlementaires conduites depuis 2010 vont à l’encontre de l’objectif d’équité intergénérationnelle. Enfin, ces modifications réglementaires ont un effet globalement neutre sur le taux de remplacement moyen calculé sur le cycle de vie.

80 Du point de vue de l’équité entre les individus d’une même génération, les réformes et modifications réglementaires mises en œuvre entre 2010 et 2015 prises dans leur ensemble apparaissent comme redistributives entre les femmes et les hommes, celles-ci ayant une perte de pension deux fois plus faible que les hommes. En revanche, les réformes sont anti-redistributives entre catégories de salaires. Les assurés à revenus élevés de la génération 1980 voient leur pension cumulée diminuer relativement moins que les assurés à faibles salaires de cette même génération (6,5 points de pourcentage de moins).

81 Comme mentionné en première partie de cet article, le modèle TRAJECTOiRE comporte des hypothèses susceptibles d’influencer les résultats de cette étude. La modélisation des fins de carrière, les nouvelles projections démographiques de 2016 de l’Insee ou l’absence de prise en compte de la mortalité différentielle au-delà du sexe et de l’âge des personnes pourraient ainsi avoir des répercussions sur les conclusions présentées.