Introduction
1Longtemps, le juge a été considéré par l’analyse économique du droit comme une boîte noire dont les motifs de décision sont ignorés, celui-ci étant supposé se contenter d’appliquer les règles de droit et de faire ressortir la vérité. De plus en plus, néanmoins, les économistes s’efforcent d’ouvrir cette boîte noire à travers la prise en compte d’un certain nombre de facteurs comme, par exemple, l’indépendance des juges, leur incitation à innover, leur rôle au cours de la procédure ou la concurrence entre juges privés et juges publics. Cependant, seules quelques études fournissent une explication satisfaisante quant à la façon dont les juges prennent leurs décisions lorsqu’ils sont confrontés à une affaire donnée. À ce titre, on peut citer en particulier les travaux de Del Boca et de Flinn [1995] et de Flinn [2000], qui construisent une fonction d’utilité du juge permettant d’identifier théoriquement les déterminants de ses décisions et qui proposent une estimation empirique de leur modèle. Notre analyse s’inscrit dans le prolongement de cette littérature encore peu développée, et ce, en s’intéressant à un juge particulier, le juge aux affaires familiales.
2En France, le juge aux affaires familiales (jaf) fixe le montant de la pension alimentaire de l’enfant en cas de séparation des parents. Deux situations peuvent se produire selon que les parents sont d’accord ou pas sur le montant de la pension. Ainsi, lorsqu’il y a accord préalable entre les parents, le juge peut homologuer l’arrangement ou au contraire décider d’un montant tenant mieux compte, à ses yeux, de l’intérêt de l’enfant. En revanche, lorsque les parents ne sont pas d’accord, le juge doit choisir lui-même ce montant. En l’absence, de barème, même indicatif [1], les déterminants du montant des pensions demeurent, en France, largement méconnus. Il en résulte que les décisions du juge peuvent apparaître difficilement prévisibles, ce qui conduit à considérer le juge comme une boîte noire. Pourtant, les inputs de cette boîte sont facilement repérables (paramètres factuels comme le revenu des parents et l’âge de l’enfant ; les propositions des parents), tandis que l’output correspond au montant de la pension alimentaire, connu lui aussi. En revanche, la façon dont ces différents inputs se combinent est ignorée. A fortiori est ignorée la manière dont les caractéristiques personnelles du juge peuvent influencer la façon dont sont combinés ces inputs. Le but de ce texte est donc d’identifier les déterminants de la prise de décision des jaf et de montrer dans quelle mesure leurs caractéristiques propres ont un impact sur leurs décisions.
3L’article commence par proposer une fonction d’utilité du juge aux affaires familiales, qui permet d’identifier les déterminants théoriques de sa décision en matière de pension alimentaire (section 1). Le modèle théorique est ensuite testé grâce à des données expérimentales (section 2). Enfin, les résultats de notre estimation économétrique sont commentés (section 3).
La fonction d’utilité du juge aux affaires familiales
4L’analyse économique du droit met en évidence que les décisions des juges dépendent non seulement des faits mais également des caractéristiques du juge et du système dans lequel il évolue. Ainsi, dans la lignée des travaux de Posner, pour qui le juge est un agent rationnel dont le comportement est dicté exclusivement par la recherche de son intérêt privé, un certain nombre d’auteurs montrent que les décisions du juge sont influencées par des caractéristiques personnelles : la réputation (Kornhauser [2000]), la crainte d’être déjugé (Miceli [1997]), la volonté de conserver un certain pouvoir discrétionnaire (Boylan [2004]). D’autres auteurs (Rubin [1999], Siegel [1999]), qui ont cherché à s’écarter des approches posnériennes, développent l’idée que les juges sont sensibles aux règles institutionnelles et aux normes sociales, même lorsqu’elles sont en contradiction avec leurs propres préférences. Les modèles d’arbitrage, quant à eux, montrent que les arbitres adoptent une logique de compromis, conduisant à prendre en compte les faits mais également des propositions des parties.
5Partant des arguments théoriques censés fonder la décision des juges et des arbitres, et supposant que le juge aux affaires familiales est un juge comme un autre, nous considérons la fonction d’utilité du juge aux affaires familiales suivante [2] :
7où :
8PA = montant de la pension alimentaire fixé par le juge
9Png = proposition de pension alimentaire par le parent non gardien
10Pg = proposition de pension alimentaire par le parent gardien
11Xfamille = caractéristiques objectives de la famille (ressources de chacun des parents, nombre d’enfants donnant lieu à versement de pension alimentaire, etc.)
12Xenfant = caractéristiques objectives de l’enfant (sexe, âge, …) concerné par cette pension alimentaire
13BG = Barème Général, avec f(Xfamille, Xenfant) : ce montant correspond au montant moyen de pension alimentaire qui serait fixé compte tenu des seules caractéristiques objectives du dossier par l’ensemble des juges ; ce montant peut donc être assimilé, dans une certaine mesure, à un barème.
14PM = Proposition moyenne des parents : PM = (Png + Pg)/2.
15. = facteurs de la fonction d’utilité considérés comme constants (rémunération, temps de loisir, etc.)
16? = coefficient de pondération de l’écart entre le montant de la pension fixé par le juge et celui qui serait fixé en appliquant le barème général
17? = coefficient de pondération de l’écart entre le montant de la pension fixé par le juge et la proposition moyenne des parties.
18La fonction d’utilité des juges est donc supposée être une fonction décroissante de deux types d’écart. Le premier est l’écart entre le montant de la pension fixé par le juge et celui qui reflète la pratique moyenne de ses pairs pour le dossier concerné. Plusieurs arguments justifient cette spécification. Le juge aux affaires familiales peut être sensible à sa réputation et donc éviter de prendre des décisions trop éloignées de celles habituellement appliquées dans des cas similaires, ce qui pourrait l’amener à être déjugé en appel. Il peut également être sensible à son environnement institutionnel, ce qui peut l’amener, en l’occurrence, à chercher à se conformer aux pratiques de ses pairs. Enfin, le juge peut estimer que les pratiques générales sont celles qui préservent le mieux les intérêts des enfants. C’est alors son sens du devoir qui peut dicter sa décision. Sur la base de ces arguments, on peut supposer que le juge va chercher à minimiser cet écart.
19Le second est l’écart entre le montant de la pension fixé par le juge et la proposition moyenne des parties. La prise en compte de cet écart dans la fonction d’utilité se justifie par le fait que le juge est sensible à la proposition moyenne des parties, d’une part, parce qu’il est à la recherche du compromis et, d’autre part, parce qu’il est sensible aux informations qui peuvent lui être implicitement transmises via les propositions des parties. Ainsi, par exemple, des propositions apparemment très faibles peuvent refléter l’existence de ressources dont bénéficie le parent gardien (cas de « remise en couple »). Les juges sont également sensibles à leur pouvoir discrétionnaire, ce qui peut les conduire à intégrer d’autres éléments dans leur décision que les pratiques générales et, en particulier, les propositions des parties.
20La maximisation de la fonction d’utilité du juge nous permet de déterminer la pension alimentaire optimale, qui s’avère être une moyenne pondérée du barème général, et de la proposition moyenne des parties :
22On peut estimer que, selon qu’il existe ou non un accord entre les parents et que le juge accepte ou non de s’écarter du barème, les coefficients de BG et de PM ne prendront pas les mêmes valeurs. Plus précisément, nous différencions trois situations, pertinentes du point de vue de l’analyse [3] :
- cas 1 : les parents sont d’accord sur le montant de la pension alimentaire et celui-ci (PM) est supérieur ou égal à celui résultant de la pratique des magistrats (BG) ;
- cas 2 : les parents sont en désaccord sur le montant de la pension alimentaire mais la moyenne de leurs propositions (PM) est supérieure ou égale au montant résultant de la pratique des magistrats (BG) ;
- cas 3 : la proposition moyenne des parents (PM) est inférieure au montant résultant de la pratique des magistrats (BG).
Données et méthode
Des données expérimentales
23Nos résultats empiriques sont issus de l’exploitation de données expérimentales [4]. Le caractère expérimental de ces données tient au fait que plusieurs juges ont fixé un montant de pension alimentaire pour le même enfant. L’obtention de ces données expérimentales est le résultat d’une démarche en deux temps. Tout d’abord, nous avons collecté, auprès d’un tgi, une base de données constituée de 399 dossiers de divorce impliquant la fixation de pensions alimentaires pour enfant [5]. Pour chacun de ces dossiers, nous disposions d’informations économiques (ex. : ressources des parents), démographiques (ex. : âge de l’enfant) et judiciaires (ex. : type de divorce). Sur ces 399 dossiers, nous avons choisi d’en retenir une trentaine (impliquant 57 enfants) afin de les soumettre aux magistrats qui accepteraient de participer à notre enquête [6]. Ces dossiers n’ont pas été choisis au hasard : pour refléter la diversité des familles divorçant, la sélection des dossiers a été opérée en croisant un certain nombre de variables qui nous semblaient importantes : la taille de la fratrie, les revenus des parents, le statut matrimonial des parents, l’existence ou non d’un accord entre les parents à propos de la pension alimentaire. La seconde étape de notre démarche a consisté à soumettre les dossiers de ces 57 enfants à des magistrats afin que ces derniers fixent, au regard des caractéristiques du dossier [7], un montant de pension alimentaire pour chacun de ces enfants. Nous avons adressé notre enquête à tous les jaf de France. Environ 11 % d’entre eux, soit 78 sur 690, ont accepté de répondre à notre enquête. Par ailleurs, ces mêmes magistrats ont également accepté de répondre à un questionnaire général nous permettant d’identifier leurs caractéristiques personnelles, relatives notamment à leur expérience (nombre d’années comme jaf, nombre d’années comme juge), à leur genre et à leur statut matrimonial.
24Au total, notre échantillon est constitué par le nombre de juges multiplié par le nombre d’enfants (soit un peu plus de 4 000 observations) ; chaque observation de l’échantillon correspond donc à un enfant pour lequel un juge a fixé un montant de pension alimentaire.
25La base de données quasi expérimentales que nous utilisons est originale (nous ne lui connaissons pas d’équivalent, ni en France ni ailleurs). Elle présente néanmoins un certain nombre de limites : nombre relativement limité de juges et d’enfants concernés, risque de biais de sélection, problèmes éventuels de fiabilité des réponses de certains juges. Dans nos analyses, nous sommes amenés, faute de pouvoir l’identifier et le corriger, à faire comme s’il n’existait pas de biais de sélection, et ce, malgré un taux de non-réponse élevé parmi les juges [8]. Nous supposons donc que le montant de la pension alimentaire et le rôle joué par les différents facteurs explicatifs sont indépendants des facteurs qui expliquent pourquoi les juges n’ont pas répondu à notre protocole d’enquête. Par ailleurs, comme il n’existe pas de statistiques nationales sur les structures (par âge, par sexe, par expérience, etc.) de la population des juges, il ne nous a pas été possible de pondérer notre échantillon pour le rendre représentatif. Par conséquent, le propos de ce texte est surtout de nature exploratoire, attirant l’attention sur les caractéristiques susceptibles d’influencer le comportement des magistrats en matière de fixation de pension alimentaire.
Méthode : un modèle multiniveaux
26La variable dépendante est le montant de pension alimentaire (PA). D’après notre modèle théorique, deux variables explicatives sont à retenir :
- le barème général (BG) : c’est le montant de pension alimentaire que les juges fixeraient en moyenne sur la base des caractéristiques du dossier [9] ;
- la proposition moyenne des parents (PM) : c’est la moyenne arithmétique de la proposition du parent non gardien (Png) et de celle du parent gardien (Pg).
27Pour estimer le rôle de chacun de ces paramètres, toutes choses égales d’ailleurs, la régression multiple pourrait sembler constituer une bonne méthode. Dans ce cas, l’équation de PA serait la suivante :
29Où
- PAi,j représenterait le montant de pension alimenté fixé pour l’enfant i par le juge j
- BGi représenterait le montant de pension alimentaire calculé par le barème général pour l’enfant i
- PMi représenterait la moyenne des montants de pension alimentaire proposés par les parents de l’enfant i
- Zj serait un vecteur représentant les caractéristiques (sexe, expérience et statut matrimonial) du juge j.
30Pour prendre en compte le fait que certains montants de pension alimentaire sont fixés par les mêmes juges, nous avons eu recours aux modèles multiniveaux [10]. Plus précisément, nous avons développé un modèle à deux niveaux, dans lequel les enfants (niveau 1) sont dits « nichés » dans les juges (niveau 2). Ce modèle repose donc sur la distinction de J groupes (un par juge), indicés par la lettre j, et de N observations (montants de pensions alimentaires) indicées par la lettre i et par la lettre j. Ce modèle permet de rendre aléatoires certains coefficients de régression, ces derniers prenant alors une valeur spécifique pour chaque groupe (au niveau 2).
31La version structurelle de notre modèle est la suivante :
33avec
35?i, j représente l’erreur résiduelle du modèle : dans la variabilité du montant de pension alimentaire, c’est ce qui n’est expliqué ni par le niveau juge, ni par le niveau individuel.
36Les termes d’erreurs vj, ?j, ?j sont supposés être distribués selon une loi normale jointe, de moyennes nulles, dont on estimera les variances et les covariances.
37Les trois coefficients ? sont a priori considérés comme étant aléatoires. Nous supposons ici que les caractéristiques du juge sont susceptibles d’influencer ces trois coefficients.
38La version réduite du modèle, qui est utilisée pour l’estimation, est la suivante :
40Les effets fixes sont regroupés dans le premier crochet, les effets aléatoires dans le second crochet.
41Enfin, l’estimation du modèle a été menée séparément pour trois sous-groupes de montants de pension alimentaire, un pour chacun des trois cas de figure précédemment décrits.
L’influence des caractéristiques du juge sur la pension alimentaire
42Les résultats présentés sont tirés de trois modèles multiniveaux distincts, un par cas. Les variables d’intérêt (BG et PM) sont centrées sur les moyennes de groupe [11]. En termes d’interprétation, les coefficients associés aux variables centrées permettent de mesurer, pour chaque cas, l’effet marginal de ces variables, en moyenne, sur la pension alimentaire [12].
43Plusieurs types de résultats peuvent être dégagés. Tout d’abord, dans le cas 3, le rôle de BG est identique d’un juge à l’autre, et il en est de même pour le rôle de PM. En revanche, dans les deux autres cas, les coefficients associés à BG et à PM ne sont pas fixes. En ce qui concerne le cas 1, la variabilité de ces deux coefficients (cf. tableau 1) ne contribue que très modestement à la variance globale du montant de la pension alimentaire. Par ailleurs, ces coefficients, tout en différant de façon aléatoire selon les juges, ne sont pas expliqués par nos facteurs de niveau juge. Autrement dit, les caractéristiques individuelles du juge ne modifient pas la contribution de la proposition moyenne, ni celle du barème général, à la pension alimentaire. Pour ce qui est du cas 2, les coefficients des deux variables d’intérêt présentent une certaine variabilité selon les juges (modèle non présenté) mais lorsqu’on explique ces coefficients par certaines caractéristiques de niveau juge (expérience en tant que juge et statut matrimonial du juge) on rend compte totalement de cette variabilité (d’où l’absence d’effet aléatoire statistiquement significatif dans le modèle ici présenté). Il apparaît que l’expérience en tant que juge contribue à renforcer le poids accordé au barème général, et à atténuer, en revanche, le rôle joué par la proposition moyenne (cf. tableau 1) [13]. Ce résultat peut être interprété de la façon suivante : avec l’expérience, le magistrat est moins influencé par les propositions des parties, d’une part, et prend des décisions qui ont tendance à rejoindre celles de ses pairs, d’autre part. En outre, comparativement aux juges mariés, les juges célibataires accordent un poids relativement moins important aux propositions des parties ; un tel résultat est plus difficilement interprétable. Le rôle modulateur des caractéristiques du juge sur l’impact de BG et de PM sur le montant des pensions alimentaires doit cependant être analysé avec précaution en raison d’une significativité relativement faible.
Estimation, par des modèles multiniveaux, des déterminants de la pension alimentairea
Estimation, par des modèles multiniveaux, des déterminants de la pension alimentairea
44Ensuite, le tableau 1 montre que, dans les cas 1 et 2, lorsque le juge est une femme, cela contribue à augmenter le montant de la pension alimentaire de manière statistiquement significative, mais dans des proportions peu importantes (environ 8 € de plus par mois, soit respectivement 5 et 7 % du montant de pension moyen fixé par les juges dans les cas 1 et 2). Cet effet de genre n’est en revanche pas significatif dans le cas 3. Par ailleurs, dans le cas 1, l’expérience en tant que juge exerce un effet négatif, mais faible, sur le montant de la pension alimentaire (presque 5 € de moins par mois pour dix ans d’expérience supplémentaire). Enfin, dans le cas 3, les juges divorcés accordent des pensions alimentaires plus généreuses que les juges mariés, mais là encore dans des proportions modestes (environ 6 € de plus par mois, soit 6 % du montant de pension moyen fixé par les juges dans le cas 3).
Conclusion
45Nous montrons, dans cet article, que certaines caractéristiques des juges (genre, statut matrimonial et expérience en tant que juge) exercent une influence sur le montant des pensions alimentaires, mais que cette influence reste modeste. Nous montrons également que cette influence s’exerce principalement de façon directe, et peu en tant que modulateur de l’impact respectif de BG et de PM sur la pension alimentaire. Comme nous l’avons souligné, ces résultats méritent d’être utilisés avec prudence en raison du nombre relativement faible de juges dans notre échantillon et de l’absence d’information sur le caractère représentatif de ce dernier. S’ils étaient confirmés par des études plus approfondies, nos résultats pourraient être de nature à rassurer les parties : les décisions des juges ne seraient guère dépendantes du profil socio-démographique de ces derniers. Cela étant, le caractère difficilement prévisible des décisions des magistrats n’en est pas moins réel. En effet, les pratiques des juges en matière de fixation de pension alimentaire ne sont pas homogènes face à des dossiers similaires. Comme cela a pu être montré ailleurs (Bourreau-Dubois et al. [2003]), cette variabilité serait en particulier d’autant plus forte que le revenu du parent non gardien est élevé et que les propositions de montant de pensions faites par les parents sont divergentes.
Notes
-
[*]
Beta, cnrs, Université Nancy 2, 13 place Carnot, 54035 Nancy cedex. Courriels : Cecile. Dubois@ univ-nancy2. fr, Myriam. Doriat@ univ-nancy2. fr, Jean-Claude. Ray@ univ-nancy2. fr
-
[1]
Contrairement aux juges américains ou canadiens par exemple, les magistrats français ne disposent pas en effet, officiellement du moins, de barèmes sur lesquels s’appuyer pour calculer le montant de la pension alimentaire.
-
[2]
L’écriture de notre fonction d’utilité s’inspire de la formalisation de la sentence arbitrale proposée par les modèles d’arbitrage (Ferber et Bazerman [1986]). Pour plus de détails sur la justification du recours au modèle d’arbitrage comme cadre analytique, se reporter à Bourreau-Dubois et al. [2005]. Pour d’autres types de formalisation de la fonction d’utilité du juge, se reporter à Del Boca et Flinn [1995], Flinn [2000].
-
[3]
Pour une justification de cette distinction et des valeurs attendues pour les coefficients, se reporter à Bourreau-Dubois et al. [2005].
-
[4]
Ces données expérimentales ont été collectées dans le cadre d’un rapport sur les pensions alimentaires effectué pour le compte du gip-Recherche du ministère de la Justice et de la MiRe (Bourreau-Dubois et al. [2003]).
-
[5]
Ces 399 dossiers ont été tirés parmi l’ensemble des dossiers de divorce de couples mariés ayant été traités au tgi de Mulhouse au cours des audiences ayant eu lieu de novembre 1999 à décembre 2000. Ne concernant que les dossiers impliquant la fixation de pensions alimentaires pour enfant, ces 399 dossiers correspondent à environ 41 % de l’échantillon de départ.
-
[6]
Pour ne pas alourdir le travail des magistrats auxquels nous allions soumettre notre enquête, nous avons volontairement sélectionné un nombre relativement limité de dossiers.
-
[7]
Pour chaque cas, nous avions résumé, sous la forme d’une fiche synthétique d’une page, les informations contenues dans le dossier. Le magistrat n’avait alors qu’à inscrire, au bas de la fiche, le montant de pension alimentaire qu’il aurait fixé s’il avait dû se prononcer sur une affaire présentant les caractéristiques que nous lui fournissions.
-
[8]
Le taux élevé de non-réponse s’explique sans doute principalement par la lourdeur du travail que nous avons demandé à chaque juge.
-
[9]
Pour calculer ce montant, qui peut être interprété comme une sorte de barème implicite, nous avons estimé un modèle fondé sur les moindres carrés ordinaires et utilisant les informations contenues dans les dossiers des enfants. Ce modèle contient les six variables suivantes : le revenu du parent non gardien, le sexe de l’enfant, le fait que la famille comprenne un, deux, ou plus de deux enfants donnant lieu à pension, le fait que l’enfant concerné ait plus de sept ans et qu’il soit ou non domicilié dans la région parisienne. En utilisant les coefficients de cette régression, nous avons alors pu estimer, pour chaque enfant, une valeur de pension alimentaire prédite, que nous utilisons comme valeur de BG dans notre modèle multiniveaux.
-
[10]
Pour une présentation de ce type de modèles, se reporter à Snijders et Bosker [1999] et Kreft et De Leeuw [1998].
-
[11]
Pour chaque cas, on calcule au niveau juge la valeur moyenne de BG et de PM. Pour la justification du recours au centrage dans les modèles multiniveaux, se reporter à Kreft et De Leeuw [1998, p. 137], Snijders et Bosker [1999, p. 74].
-
[12]
Autrement dit, on calcule l’effet moyen, sur la pension alimentaire, d’un euro mensuel supplémentaire de BG (ou de PM) par rapport à la moyenne de BG (ou de PM) calculée au niveau juge.
-
[13]
D’après le modèle, lorsqu’un jaf a 28 ans d’expérience en tant juge (cas du magistrat le plus expérimenté dans notre échantillon) il accorde un poids deux fois plus important au barème général qu’un magistrat ayant seulement deux mois d’expérience (cas du magistrat le moins expérimenté dans notre échantillon).
