# Inégalités de patrimoine entre générations : les donations aident-elles les jeunes à s'installer ?

Luc Arrondel, Bertrand Garbinti, André Masson

► To cite this version:

Luc Arrondel, Bertrand Garbinti, André Masson. Inégalités de patrimoine entre générations : les donations aident-elles les jeunes à s'installer ?.
Economie et Statistique / Economics and Statistics,
2014, 472-473, pp.65-100. hal-05528094

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https://insee.hal.science/hal-05528094v1

Submitted on 26 Feb 2026

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# Inégalités de patrimoine entre générations : les donations aident-elles les jeunes à s'installer ?

Luc Arrondel *, Bertrand Garbinti ** et André Masson ***

En France, l'écart de patrimoine s'accroît entre les plus âgés et les plus jeunes qui, de plus, héritent de plus en plus tard. Différentes mesures fiscales ont tenté de pallier ce déséquilibre. En 2007, par exemple, l'abattement sur les transmissions vers les enfants a été multiplié par trois et porté à 150 000 euros. Depuis, il a été ramené à 100 000 euros.

Plusieurs études montrent que les parents sont sensibles aux avantages fiscaux accordés aux donations. On peut néanmoins s'interroger sur l'impact de tels transferts : comment les donations, notamment précoces, sont-elles utilisées ?

Cet article rappelle l'importance croissante que revêtent en France les transmissions et les inégalités patrimoniales entre les générations. Les données de l'enquête Insee *Patrimoine* 2010 permettent ensuite d'étudier l'impact des différentes formes de transmissions (entre vifs ou au décès) sur deux comportements clefs des jeunes générations : l'achat de la résidence principale et la création d'entreprise.

Nous montrons que la probabilité de créer ou reprendre une entreprise est plus élevée lorsqu'une donation a été reçue mais ne l'est pas si un héritage a été perçu. La probabilité d'acheter son logement augmente, elle, avec ces deux formes de transfert. Nous proposons plusieurs mesures de l'intensité du lien entre transmissions et investissements. Ce dernier est plus fort lorsque le bénéficiaire du transfert est jeune. La hausse des prix de l'immobilier des années 2000 se serait accompagnée d'un renforcement du lien entre donation et achat du logement. Nous traitons enfin la question de l'effet causal de la donation : cette dernière favorise-t-elle la décision d'acquisition du logement ou accompagne-t-elle une décision déjà formée ? Nous utilisons le fait que la probabilité de recevoir une donation diminue avec la taille de la fratrie pour montrer que l'effet causal de la donation s'avère plus élevé que les effets jusqu'alors mis en évidence.

Rappel :

Les jugements et
opinions exprimés
par les auteurs
n'engagent qu'eux
mêmes, et non les
institutions auxquelles
ils appartiennent, ni
a fortiori l'Insee.

<footnote>* CNRS-École d'économie de Paris, Banque de France, Chaire TDTE.</footnote>

<footnote>** Insee-Crest.</footnote>

<footnote>*** CNRS-École d'économie de Paris, EHESS, Chaire TDTE.</footnote>

<footnote>Nous remercions les deux référés anonymes pour leur aide précieuse, les participants du séminaire du Département des études économiques de l'Insee et ceux du séminaire « Chaire Transition démographique-transition économique » à la Caisse des dépôts et consignations (CDC), ainsi que Sylvie Blasco, Xavier D'Haultfoeuille, Mathilde Gaini, Pierre Lamarche, Thomas Piketty, Roland Rathelot, Muriel Roger et Augustin Vicard pour les discussions enrichissantes autour du sujet, des données ou des méthodes économétriques utilisées.</footnote>
Les inégalités de patrimoine entre générations sont régulièrement au centre du débat public. Le premier constat est que la richesse est détenue principalement par les plus âgés et que les jeunes générations héritent de plus en plus tard – autour de 50 ans, voire au-delà si l’on tient compte du fait que le patrimoine des parents est surtout reçu à la mort du deuxième parent. De fait, les travaux de Piketty (2011) attestent le poids croissant des héritages et autres transmissions reçues dans la constitution des patrimoines français, ce qui contribue aussi à renforcer les inégalités de richesse au sein des générations.

Différentes mesures fiscales ont eu parmi leurs objectifs affichés, celui de pallier ce déséquilibre intergénérationnel. En 2007, la loi Travail, emploi et pouvoir d'achat (TEPA) a modifié de nombreuses dispositions relatives aux transmissions de patrimoine. Elle a notamment relevé les abattements qui existaient pour les donations et successions. L'un des relèvements les plus importants concernait les transmissions vers les enfants : l'abattement qui était jusqu'alors de 50 000 euros (par enfant et par parent) a été multiplié par trois et porté à 150 000 euros. Il a été ensuite ramené à 100 000 euros en août 2012 (cf. annexe A).

La pertinence économique de ces incitations fiscales peut être évaluée sur deux plans :

- Le premier aspect tient de l'évaluation des politiques publiques : quel est l'impact effectif de la fiscalité sur les comportements de transmission des parents ?

- Le second aspect est plus une question d'économie politique : à supposer que les incitations fiscales soient opérantes, est-il efficace économiquement et juste socialement de favoriser ces transmissions aux enfants ?

Les ménages sont-ils sensibles aux incitations fiscales concernant la taxation des donations et successions ? Pour la France, les séries historiques comparées du nombre de successions et donations déclarées conduisent à répondre par l'affirmative. L'étude économétrique d'Arrondel et Lafferrère (2001) montre par ailleurs que les ménages qui possèdent un patrimoine dont la transmission par succession est taxable ont une probabilité deux fois plus élevée d'effectuer une donation que ceux dont le patrimoine est comparable mais non taxable<fnref n="1" />. Ces auteurs ont également montré que cette plus forte propension à transmettre affecte

également les montants transmis, qui sont plus élevés pour les ménages au patrimoine taxable. De même, sur données américaines, Joulfaian et McGarry (2004) concluent que la différence de taxation entre donations et successions a un effet de court terme sur les donations des plus aisés ; et Bernheim *et al.* (2004) montrent que les ménages qui s'attendent à une forte baisse de la taxation relative des successions par rapport aux donations diminuent ou retardent leurs donations. Reste que la donation ne répond pas uniquement à un motif d'optimisation fiscale. Toujours sur données américaines, plusieurs auteurs (McGarry, 2001 ; Poterba, 1998 ; Joulfaian et McGarry, 2004) mettent en évidence le fait que les ménages n'utilisent pas totalement les avantages fiscaux liés aux donations : une majorité de parents susceptibles de tirer parti de ces incitations n'a pas ainsi effectué de transferts financiers *inter vivos* vers ses descendants directs<fnref n="2" />.

Mais est-il souhaitable d'inciter aux donations ? En effet, par un effet dit « Carnegie »<fnref n="3" />, les transmissions peuvent inciter leurs bénéficiaires à diminuer leur offre de travail. Mais à l'inverse, elles peuvent leur permettre de réaliser des projets tels la création d'entreprise ou l'achat de la résidence principale. S'agissant de l'offre de travail des bénéficiaires, Holtz-Eaking, Joulfaian et Rosen (1993) confirment sur données américaines l'existence d'un effet Carnegie significatif : un célibataire en activité qui perçoit un héritage de 150 000 dollars a une probabilité de quitter le monde du travail 4 fois supérieure à celle de celui qui hérite de moins de 25 000 dollars. Joulfaian et Wilhelm (1994) concluent que l'effet sur l'augmentation de la consommation est de faible ampleur tout en étant plus élevé que l'effet observé sur la diminution de l'offre de travail, jugé particulièrement faible. Bo *et al.* (2012) estiment sur données norvégiennes que le fait d'avoir reçu un héritage réduit l'offre de travail, particulièrement lorsque l'héritage

<footnote n="1">1. Le fait que la fortune soit taxable dépend, outre de son montant global, de sa composition, du statut matrimonial et surtout du nombre d'enfants.</footnote>

<footnote n="2">2. Cette réponse seulement partielle des ménages aux incitations fiscales n'est pas forcément le signe d'une rationalité limitée : ces derniers peuvent vouloir garder le dernier mot dans leur désir de contrôler les comportements de leurs enfants, garder une réserve de précaution en cas d'accidents de santé futurs ou d'une longévité élevée, etc. (voir Arrondel et Masson, 2006).</footnote>

<footnote n="3">3. Cet effet Carnegie tire son nom d'une citation d'Andrew Carnegie qui, en 1891, dans son Évangile de la richesse, affirmat que « les parents qui laissent à leur fils une énorme fortune détruisent généralement ses talents, sa motivation et l'incitent à mener une vie moins utile et moins méritante que celle qu'il aurait menée autrement ».</footnote>
est élevé. En revanche, cet effet Carnegie ne semble pas présent dans le cas français<fnref n="4" />.

Le cœur de notre étude concerne l'impact des donations et héritages reçus par les enfants sur leurs projets d'investissement patrimoniaux, acquisition du logement ou création d'entreprise. Peut-on mettre en évidence l'équivalent d'un effet Carnegie, qui conduirait certains bénéficiaires de ces transferts à renoncer à ces projets patrimoniaux ou à les retarder<fnref n="5" />? Ou au contraire, donations et héritages permettraient-ils de desserrer des contraintes de crédit et autoriseraient ainsi les ménages qui le veulent à devenir propriétaires et les entrepreneurs potentiels à créer leur entreprise ?

Dans un premier temps on rappelle les enjeux qui sous-tendent notre étude : l'importance croissante que revêtent désormais les transmissions patrimoniales en France ainsi que l'augmentation des inégalités de richesse entre les plus jeunes et les plus âgés, alors que l'on hérite de plus en plus tard du fait de l'allongement inédit de l'espérance de vie et du renforcement des droits du conjoint survivant qui retardent d'autant la réception de l'héritage. Cette situation tend à accroître les inégalités inter et intra-générationnelles et conduit à s'interroger sur les moyens à même de pallier ces déséquilibres. Ainsi, une réforme fiscale visant à œuvrer dans ce sens se verrait confier deux objectifs en partie contradictoires : diminuer les inégalités intragénérationnelles (en augmentant par exemple l'impôt sur des transmissions facteurs d'inégalités) et favoriser fiscalement la mobilité du patrimoine vers les jeunes générations (afin de réduire les inégalités intergénérationnelles tout en favorisant les projets des jeunes générations). Ceci nous amène à discuter une solution proposée par Arrondel et Masson (2012) qui consisterait en une taxation plus différenciée entre héritage et donation<fnref n="6" />.

La suite de l'article est consacrée à la mesure empirique des effets différentiels des donations et héritages sur les projets patrimoniaux des enfants bénéficiaires. Un survol rapide de la littérature permet de mieux apprécier notre contribution, en particulier par rapport à l'étude menée par Arrondel et Masson (2011) sur les données françaises de l'enquête Insee *Patrimoine* 2003-2004 qui concluait qu'avoir reçu une donation ou un héritage augmentait la probabilité d'avoir acheté sa résidence principale et qu'avoir reçu une donation augmentait la probabilité d'avoir créé ou repris une entreprise. Notre travail porte sur les données plus récentes

de l'enquête Insee *Patrimoine* 2009-2010. Il repose sur des techniques économétriques plus sophistiquées, qui prennent en compte notamment une éventuelle hétérogénéité entre les ménages, désireux ou non de devenir propriétaires ou entrepreneurs (*split model*).

Les conclusions obtenues recoupent largement les résultats de cette étude précédente mais sont plus précises. Nous montrons que la probabilité de créer ou reprendre une entreprise est plus élevée lorsqu'une donation a été reçue mais ne dépend pas des héritages perçus. Par contre, la probabilité d'acheter sa résidence principale est liée à ces deux formes de transfert (mais davantage à la donation). Dans les deux cas, les effets mis en évidence sont plus importants pour les plus jeunes.

Des résultats complémentaires concernent plus particulièrement l'achat immobilier. La hausse des prix des années 2000 se serait accompagnée d'un renforcement de l'effet de la donation sur l'achat de la résidence principale. Par ailleurs, la correction du biais d'endogénéité permet d'évaluer l'effet causal de la donation et de mesurer son importance : nous utilisons le fait que la probabilité de recevoir une donation diminue avec la taille de la fratrie pour montrer que cet effet causal de la donation s'avère encore plus élevé que les corrélations jusqu'alors mises en évidence.

## Une société française de plus en plus « patrimoniale »

Le montant annuel des transmissions inter-générationnelles fluctue sur longue période. Il représenterait désormais plus de 10 % du PIB soit environ 200 milliards d'euros. Les transmissions apparaissent donc comme un phénomène macroéconomique non négligeable. Elles affectent les inégalités de patrimoine entre générations et au sein des générations. Les évolutions récentes font ainsi apparaître une plus forte concentration des richesses en faveur des ménages les plus âgés, ce qui semble plaider pour des mesures fiscales qui instaureraient une

<footnote n="4">4. Voir Wolff (2013) et les travaux cités dans cet article : l'auteur considère aussi les transferts en temps reçus par les enfants actifs (garde des petits-enfants par exemple).</footnote>

<footnote n="5">5. On considère bien sûr les transferts patrimoniaux hors le logement pour l'accession à la propriété et hors l'actif professionnel pour la création d'entreprise.</footnote>

<footnote n="6">6. L'annexe A brosse rapidement un état des lieux de la fiscalité actuelle des transmissions.</footnote>
plus forte taxation des héritages tout en favori-
sant une mobilité accrue du patrimoine vers les
jeunes générations.

Le poids croissant des transmissions
dans l'économie au cours des 30 dernières
années

Tiré du travail de Piketty (2011), le graphique I retrace l'évolution historique du ratio des flux de transmissions rapportés au Revenu national brut<fnref n="7" /> de 1820 aux années 2000. Les transmissions patrimoniales prises en compte comprennent les aides entre ménages (dons ponctuels, versements réguliers, etc.) et les transmissions déclarées, donations du vivant et héritages. Les carrés blancs représentent la courbe obtenue après des corrections multiples, effectuées pour majorer les montants déclarés (en donation ou héritage) des successions non déclarées et des actifs exonérés, telles les assurances-vie qui se sont

beaucoup développées depuis les années 80.
Les losanges noirs représentent les ratios obtenus
en évaluant chaque année les flux de transmis-
sions à partir d'une reconstitution des patrimoines
moyens et des taux de mortalité selon l'âge.
Ces deux méthodes aboutissent à des résultats
relativement convergents. Les conclusions géné-
rales apparaissent peu contestables. Après un
plateau relatif élevé avant 1914, l'évolution
générale est en forme de U, avec une chute bru-
tale jusqu'en 1920, un creux bas dans les années
1950 à 1980, puis une remontée soutenue sur les
trente dernières années qui a fait plus que dou-
bler le poids relatif des transmissions rapporté
au montant du PIB.

Cette hausse du poids des transmissions depuis
les années 1980 a d'ailleurs eu des conséquences
très concrètes. Tout d'abord, un accroissement

<figure><img src="image_2.png" /><figcaption>Graphique I
Le flux succesoral annuel exprimé en pourcentage du revenu national, France 1820-2010</figcaption></figure>

Lecture : le flux succesoral annuel représentait 20 %-25 % du revenu national au 19e siècle et jusqu'en 1914, avant de chuter à moins de 5 % dans les années 1950, et de remonter à 15 % en 2010.

Source : Le capital au XXe siècle, T. Piketty, 2013 (voir piketty.pse.ens.fr/capital21c).

<footnote n="7">7. Le Revenu national représente actuellement 80 à 85 % du PIB.</footnote>
du nombre de déclarations fiscales. Une succession sur deux était déclarée aux impôts en 1984 alors qu'elles le sont plus de deux fois sur trois aujourd'hui. Ensuite, les montants moyens hérités ont augmenté. Entre 2000 et 2006, la succession moyenne a augmenté de 75%, de 100 000 euros à 175 000 euros (soit 57% en termes réels), ce qui s'explique notamment par la hausse du prix de l'immobilier sur la période. L'allongement de l'espérance de vie a eu certes pour conséquence que l'on hérite de ses parents de plus en plus tard, à 42 ans en 1984 contre plus de 50 ans aujourd'hui, mais ces héritages plus tardifs ont été en partie compensés par des transferts inter vivos précoces, l'âge moyen des donataires étant passé de 39 ans en 1984 à 37 ans seulement en 2000. Enfin, les séries historiques montrent que les donations déclarées ont fortement augmenté en nombre durant les années 1990, notamment en raison des avancages fiscaux conséquents qui leur ont été accordés au cours de cette période: exonération des droits de succession pour les donations effectuées plus de 10 ans auparavant (1992), élargissement de certains droits aux petits-enfants (1996), etc.<fnref n="8" /> Les enquêtes Patrimoine de l'Insee (cf. encadré 1), qui ont l'avantage de tenir compte de l'ensemble des donations, déclarées ou non, aux enfants adultes, révèlent au sein de la population des ménages « concernés », ayant des enfants hors domicile, une proportion effectivement croissante de parents déjà donateurs : 9 % en 1992, 13 % en 2004 et 15 % en 2010.

Sauf chez les agriculteurs, la donation apparaît comme un « bien de luxe », une pratique des

ménages les plus aisés. La proportion de parents donateurs varie ainsi considérablement selon la classe sociale : en 2010, elle concerne près de 40 % des ménages agriculteurs, elle s'établit autour de 20 % pour les autres indépendants et les cadres, mais à moins de 10 % chez les employés et les ouvriers. Comme le montre le graphique II, elle dépend plus encore du niveau de richesse : elle s'élève à environ 6 % dans le quartile le plus pauvre pour atteindre près de la moitié des parents dans le centile le plus riche – la petite bosse entre les déciles de patrimoine 3 à 5 correspondant aux petites donations foncières chez les agriculteurs.

Quoi qu'il en soit, cette augmentation rapide depuis 30 ans du poids des transmissions par rapport au PIB soulève de nombreuses questions. Dans les années 1920, l'économiste libéral Franck Knight suggérait que la détention d'un patrimoine provenait d'un « mélange complexe d'héritage, de chance et d'effort, probablement dans cet ordre d'importance » : dans ce cadre, la tendance actuelle serait à un renforcement de l'importance de l'héritage – ou plus large- ment des transmissions reçues – ou encore de la chance (plus-values immobilières) par rapport

### Encadré 1

#### LES ENQUÊTES PATRIMOINE DE L'INSEE

Depuis 1997, les enquêtes Patrimoine de l'Insee ont lieu tous les 6 ans environ: 1997-1998, 2003-2004 et 2009-2010. Elles ont pris la suite des enquêtes Actifs Financiers (1986 et 1992). Ce sont ces données qui sont utilisées dans cet article.

L'objectif principal de ces enquêtes consiste à mesurer le patrimoine des ménages français et à en analyser la distribution et les inégalités au sein de la population. Elles permettent ainsi d'étudier la composition, la transmission et le processus d'accumulation de la richesse. Pour cela, elles disposent d'informations particulièrement riches concernant la situation socio-économique des ménages, leur parcours scolaire, professionnel et patrimonial.

L'enquête Patrimoine 2009-2010 dispose d'informations concernant 15 000 ménages représentatifs

de la population française. Grâce à cette enquête, il est possible de connaître les donations et héritages reçus par les ménages, la date d'acquisition du logement principal des ménages propriétaires, la date de mise en couple ou de divorce, le nombre d'enfants ainsi que leur année de naissance. Des informations précises sur les entreprises possédées par le ménage sont également exploitables. De plus, un calendrier rétrospectif de l'activité professionnelle des adultes du ménage permet de connaître en détail leur parcours.

Cette enquête constitue donc une source particulièrement riche pour répondre à un questionnement sur le lien entre la réception d'une donation ou d'un héritage et l'achat de la résidence principale ou la création d'entreprise.

<footnote n="8">8. Voir Arrondel et Masson (2011). La baisse relative depuis le début des années 2000 de ces donations déclarées, effectuées devant notaire, s'expliquerait par l'augmentation sensible d'autres types de donations: dons manuels, dons de sommes d'argent instaurées en 2004-2005. Ces derniers ont bénéficié d'une plus grande simplicité d'utilisation et se sont de fait substitués en partie aux donations déclarées; ils sont cependant de montants moins élevés. Le lecteur trouvera dans Garbinti (2014) une analyse détaillée de ces autres formes de dons et de leur évolution récente.</footnote>
au travail ou à l'épargne personnelle. L'écart se creuserait alors entre « héritiers » et « non-héritiers », surtout si l'on tient compte du poids croissant des donations, apanage des classes les plus aisées. Sans qu'il s'agisse vraiment d'un retour à la France du 19e siècle (le poids des transmissions demeure moins élevé qu'avant 1914 et l'État-providence était quasi-inexistant à cette époque), on peut bien sûr s'interroger sur une telle évolution que certains auteurs分析ent comme pouvant menacer à terme la cohésion sociale<fnref n="9" />.

## La concentration accrue du patrimoine aux mains des plus âgés

Le fait que les transmissions – largement représentatives du patrimoine des plus âgés – augmentent sensiblement plus vite que la croissance économique tout en renforçant les inégalités de richesse entre individus du même âge constitue un phénomène préoccupant. Et l'augmentation des donations, déclarées ou non, n'empêche pas une concentration accrue du patrimoine aux mains des plus âgés. Le graphique III recense ainsi les taux de détention du logement principal en fonction de l'âge du chef de ménage sur les 25 dernières années (enquêtes Patrimoine réalisées par l'Insee de 1986 à 2010) : à peine plus de 10 % de la classe d'âge des moins de 30 ans est propriétaire ou accédant à la propriété de son logement alors que la détention de ce bien

concerne aujourd'hui 58 % des Français et plus de 70 % des ménages entre 50 et 70 ans. L'effet de cycle de vie ne peut expliquer un tel écart, et se combine à un effet de génération défavorable aux plus jeunes : alors qu'il a plutôt augmenté au sein des 50-70 ans, le pourcentage de propriétaires a décru depuis 1986 chez les moins de 40 ans. Les générations du baby boom ont bénéficié de la politique vigoureuse en faveur du logement menée dans les années 1950 et 1960, combinée à des taux d'intérêt réels ex post souvent négatifs du fait d'une forte inflation. À l'inverse, l'âge moyen de l'accession à la propriété du logement principal a augmenté au sein des jeunes générations en raison notamment de l'augmentation du prix du logement dans les grandes villes.

Utilisant ces mêmes enquêtes Patrimoine entre 1992 et 2010, le graphique IV concerne, à titre d'exemple, la richesse brute médiane des ménages selon l'âge (plus représentative et beaucoup mieux mesurée par enquête que la richesse moyenne). Pour permettre des comparaisons plus pertinentes dans le temps, elle mesure des écarts relatifs selon l'âge à la médiane sur l'ensemble de la population

<figure><img src="image_3.png" /><figcaption>Graphique II
Pourcentage de parents donateurs selon la richesse brute en 2010</figcaption></figure>

Lecture : près de 50 % des parents appartenant au dernier centile de richesse brute ont effectué une donation.

Champ : population des ménages ayant des enfants hors domicile.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010, Insee.

<footnote n="9">9. Cette évolution est par exemple dénoncée par Baudelot (2011) au nom des valeurs méritocratiques : « sous la masse croissante des patrimoines immobiliers et financiers qui se transmettent, ce sont bien les valeurs méritocratiques, fondement de nos sociétés démocratiques, qui sont menacées ».</footnote>
à l'année considérée. Si l'on tient compte du fait que les estimations de montant de richesse sont (pour des raisons techniques) moins fiables en 1998, on observe des effets de génération comparables à ceux obtenus pour la propriété du logement : les 60 ans ou plus ont vu leur position relative s'améliorer sur les vingt dernières années. On obtient des conclusions similaires si l'on remplace la médiane par la moyenne, ou si on considère le seul patrimoine financier<fnref n="10" /> : la part des richesses détenue par

les plus de 60 ans a sensiblement augmenté sur les vingt dernières années.

Ce déséquilibre patrimonial croissant entre les classes d'âges est source d'interrogations, surtout dans la conjoncture actuelle. Tout d'abord, le patrimoine détenu après la retraite constitue plus souvent une rente qu'un capital d'investissement

## Graphique III

### Pourcentage de ménages propriétaires par classes d'âge

<figure><img src="image_4.png" /></figure>

Lecture : au sein de l'enquête Patrimoine 1986, 49 % des ménages où la personne de référence a entre 30 et 39 ans sont propriétaires de leur résidence principale.

Champ : ménages.

Source : enquêtes Patrimoine, Insee.

## Graphique IV

### Patrimoines médians relatifs par classe d'âge

<figure><img src="image_5.png" /></figure>

Lecture : le patrimoine médian relatif des ménages où la personne de référence est âgée de 40 à 50 ans dans l'enquête Patrimoine 1992 représente 1,6 fois le patrimoine médian de la population totale.

Champ : ménages.

Source : enquêtes Patrimoine, Insee.

<footnote n="10">10. Voir Arrondel et Masson (2013).</footnote>
à long terme ou un outil de production. Ensuite, les besoins de base sont normalement plus importants en début de vie adulte, qu'il s'agisse de financer des études supérieures, de se loger, d'assumer les charges de famille ou même de créer son entreprise. Bref, les jeunes ménages peuvent subir des contraintes de liquidité et d'accès au crédit que des ressources supplémentaires (provenant par exemple des parents) permettraient de lever tout en assurant une relance de la consommation. Par ailleurs, ce déséquilibre s'accompagne d'une augmentation des écarts au sein des générations, entre propriétaires et locataires, héritiers et non héritiers, etc. Il aurait en outre tendance à s'auto-reproduire puisque l'on hérite du patrimoine des parents de plus en plus tard.

## Comment améliorer la mobilité du patrimoine entre générations ?

Face aux constats précédents, il semble opportun de s'interroger sur les mesures fiscales qui permettraient d'améliorer cette situation « sous-optimale » tant au plan de l'efficacité économique, lorsque des contraintes de crépitent sont avérées, que sur celui des inégalités<fnref n="11" />. Le poids croissant des transmissions inégales pourrait inciter à une taxation élevée de ces transferts. Mais d'un autre côté, le déséquilibre patrimonial en faveur des aînés inciterait à accroître la mobilité du patrimoine vers les plus jeunes, qui ont normalement plus d'appétence pour les actifs risqués que leurs aînés : l'épargne irait alors davantage vers le secteur productif et l'investissement de long terme.

Comment augmenter cette mobilité du patrimoine ? Une idée serait par exemple d'accorder un avantage fiscal significatif aux transferts entre vifs comme les donations familiales. Mais nous avons vu que ces dernières sont un bien de luxe, qui va en outre plutôt à des enfants déjà aisés : il apparaît donc peu souhaitable, au plan de l'équité, de diminuer sensiblement leur imposition. Une autre possibilité pourrait être de taxer plus fortement et plus progressivement les seuls héritages familiaux de manière à conférer, indirectement, un avantage fiscal relatif aux donations auquel les parents pourraient s'avérer sensibles<fnref n="12" />. La conséquence serait d'inciter les seniors à consommer ou à donner davantage plutôt qu'à léguer en fin de vie à des enfants d'âge mûr, en recourant à divers dispositifs : donations familiales, dons ou legs caritatifs, produits viagers permettant une liquéfaction partielle ou totale du patrimoine immobilier, etc. (cf. Arrondel et Masson, 2012 et 2013).

Quel que soit le dispositif fiscal envisagé, son efficacité sera étroitement liée à trois enjeux majeurs :

- Le premier enjeu tient aux inquiétudes que suscite la solvabilité financière de la sécurité sociale et des retraites : soucieux d'assurer leur consommation des vieux jours ou de financer leur éventuelle dépendance, les aînés pourraient répugner à se démunir de leurs biens trop tôt<fnref n="13" />. Le dispositif fiscal proposé sera donc d'autant plus efficace que les dépenses sociales pour les plus âgées apparaîtront maintenues et sécurisées.

- Le deuxième enjeu concerne la forte impopularité dont pâtit aujourd'hui l'impôt sur les transmissions en France comme ailleurs : depuis les années 1970, les recettes de cet impôt disparaissent ou diminuent en proportion du PIB dans la plupart des pays développés alors que ce n'est pas le cas des recettes globales générées par les autres formes d'imposition du patrimoine ou du capital (cf. Arrondel et Masson, 2012 et 2013).

- Le dernier enjeu concerne l'efficacité de transmissions plus rapides sur leurs projets patrimoniaux des enfants bénéficiaires : la donation (précoce) encourage-t-elle les jeunes ménages français à accéder à la propriété ou à créer leur entreprise en levant d'éventuelles contraintes de liquidité que subissent ces derniers sur le marché du crédit ? C'est cette question qui est l'objet principal du présent article.

## Les donations et héritages ont-ils un effet sur l'achat de la résidence principale et la création d'entreprise ?

Les ménages bénéficiaires de transmissions familiales sont-ils sujets à une sorte d'effet Carnegie, étant d'autant moins enclins, toutes choses égales par ailleurs, à créer leur entreprise ou à acquérir leur logement ? Ou, au contraire, sont-ils aidés à devenir entrepreneur ou propriétaire, et cela d'autant plus que la transmission

<footnote n="11">11. L'annexe A brosse un état des lieux de la fiscalité actuelle des transmissions en France.</footnote>

<footnote n="12">12. Ceci pourrait générer de nouvelles recettes fiscales et relâcherait d'autant plus la pression sur les autres formes d'imposition du patrimoine ou du capital, opérées du vivant des propriétaires (ISF, CSG, taxes foncières, etc.).</footnote>

<footnote n="13">13. Le développement de produits viagers qui leur permettraient aussi bien d'accélérer la transmission à leurs enfants que de générer un complément de ressources liquides peut ainsi apparaître comme particulièrement intéressant.</footnote>
est précoce, permettant de lever d'éventuelles contraintes de liquidité et barrières à l'emprunt ?

S'agissant de la création d'une entreprise, la littérature conclut généralement à un effet positif des transmissions qui permettraient de déserrer les contraintes de liquidité. Sur données britanniques, Blanchflower et Oswald (1998) montrent ainsi que les personnes qui ont reçu une donation ou un héritage ont une probabilité plus élevée de devenir entrepreneur individuel. Sur données américaines, Evans et Jovanovic (1987 et 1989) trouvent que les entrepreneurs potentiels ont une plus grande probabilité de mener à bien leur projet s'ils possèdent un patrimoine initial, résultat qu'ils attribuent à l'existence de contraintes de liquidité. Holtz-Eakin, Joulfaian et Rosen (1994) montrent que les contraintes de liquidité exercent une influence sur la survie des entreprises et que les entrepreneurs ayant reçu un héritage important ont une probabilité plus élevée de rester entrepreneurs et de dégager de meilleures performances (mesurées par les recettes de l'entreprise). Le fait qu'un patrimoine déjà constitué augmente la longévité d'une entreprise est également corroboré par Fairlie et Krashinsky (2012). Lindh et Ohlsson (1998) concluent également à l'existence de contraintes de crédit à partir de données suédoises. Hurst et Lusardi (2012) soulignent cependant que les contraintes de liquidité n'empêchent pas la création des petites entreprises aux États-Unis dans la mesure où celles-ci ne nécessitent qu'un faible apport initial.

L'importance du milieu familial est souliée dans plusieurs études américaines qui insistent sur l'avantage comparatif que représente le fait d'avoir un parent travailleur indépendant ou d'avoir pu se former en travaillant dans une entreprise familiale (Fairlie et Hobb, 2007, Hout et Rosen, 2000). Sur les données françaises de l'enquête Insee *Actifs financiers* de 1992, Laferrère (1998) détecte l'existence de contraintes de liquidité que les transferts peuvent contribuer à lever, mais souligne le rôle prépondérant et complémentaire de l'environnement familial, à travers notamment la transmission du capital humain ou social adapté : de fait, les transferts patrimoniaux augmentent beaucoup plus la probabilité de devenir indépendant pour les fils de salariés que pour les fils d'indépendants. Sur les données françaises de l'enquête *Patrimoine* 2003-2004, Arrondel et Masson (2011) retrouvent le rôle clef de l'origine familiale. Les auteurs concluent qu'avoir reçu une donation augmente sensiblement la probabilité d'avoir créé ou repris une entreprise ;

cependant, les autres formes de transmission sont sans effet significatif, soit parce qu'elles sont de montant trop faible ou destinées à un autre usage (aides financières), soit parce qu'elles arrivent trop tard (héritages).

La littérature existante est plus riche dans le cas de l'acquisition du logement<fnref n="14" />. La plupart des études montrent que les transferts familiaux réduisent le temps d'acquisition du logement et l'apport personnel des enfants, augmentent la valeur du logement et réduisent les montants empruntés. Guiso et Jappelli (2002) sur données italiennes et Engelhardt et Mayer (1998) sur données américaines concluent ainsi que l'effet de loin le plus important concerne la hausse de la valeur du logement, l'impact sur le temps d'acquisition étant limité<fnref n="15" />. Sur les données françaises plus riches de l'enquête *Actifs financiers* 1992, Spilerman et Wolff (2012) obtiennent des résultats qui vont dans le même sens ; mais les transferts engendrent une réduction du coût d'acquisition du logement (apport personnel, montant de l'emprunt) plus marquée que dans les études étrangères. En outre, toutes choses égales par ailleurs, le patrimoine détenu par les parents pendant la jeunesse des enfants a des effets comparables à celui des transferts, ce qui montre que l'influence de la richesse parentale sur le devenir patrimonial et le bien-être des enfants peut emprunter des chemins plus complexes.

Par rapport à ces études, notre travail apporte deux contributions essentielles. La première, empirique, vient de ce qu'elle repose sur les données riches et récentes de l'enquête *Patrimoine* 2009-2010 qui permettent de traiter à la fois de l'actif le plus important pour l'ensemble des ménages, à savoir le logement, mais aussi du statut d'entrepreneur qui concerne une population plus ciblée ; c'est pourquoi nous nous sommes limités ici à la probabilité de devenir propriétaire ou entrepreneur.

La seconde contribution, d'ordre méthodologique, est double : l'utilisation de *split models* permet d'isoler dans les modèles de durée à hasards proportionnels la sous-population vraiment intéressée par l'acquisition du logement ou la création d'entreprise ; et le recours à une variable instrumentale autorise la correction d'un éventuel biais d'endogénéité concernant

<footnote n="14">14. Voir les références économiques mais aussi sociologiques dans Spilerman et Wolff (2012).</footnote>

<footnote n="15">15. Guiso et Jappelli (2002) en concluent que les transferts (inter vivos) contribuent assez peu à lever des contraintes de crédit particulièrement fortes sur le marché italien.</footnote>
l'effet des transferts. Ces deux corrections (hété-
rogénéité et causalité réciproque) conduisent
ainsi à accroître l'ampleur des effets causaux
de la donation sur l'acquisition du logement par
rapport aux estimations initiales – estimations
qui confèrent déjà un rôle plus important à la
donation sur l'accession à la propriété que dans
les études étrangères<fnref n="16" />.

On commence par décrire les données utilisées
avant d'expliciter et de justifier la méthodologie
retenue. On traite ensuite de la création d'entre-
prise qui tente près de la moitié de la population
en soulignant notamment l'effet de levier des
donations précoces. On aborde enfin l'acquisi-
tion du logement, projet qui concerne la grande
majorité des Français en analysant plus parti-
culièrement le rôle de la donation : effet de la
bulle immobilière des années 2000, correction
des biais d'endogénéité, etc.

Les données utilisées

On utilise ici les données de l'enquête *Patrimoine* 2009-2010 (cf. encadré 1). Pour l'étude de l'achat de la résidence principale, nous nous sommes restreints aux propriétaires qui ont acheté leur logement. Ceux ayant hérité leur logement ou l'ayant reçu par donation ont été exclus de l'échantillon car nous centrons notre analyse sur la décision d'achat. Cette sélection s'impose d'ailleurs d'elle-même dans la mesure où notre perspective est celle de l'estimation d'un effet causal<fnref n="17" />. L'approche est ici une approche par ménage car notre *a priori* est que la décision d'achat est une décision qui implique autant la personne de référence que son éventuel conjoint.

Dans le même esprit, pour l'étude de la créa-
tion et de la reprise d'entreprises, nous nous
sommes restreints aux entreprises qui ont été
créées ou achetées à un tiers hors de la famille.
Ainsi, nous n'incorporons pas des entreprises
qui auraient été héritées totalement ou en partie.
L'approche choisie ici est une approche indivi-
duelle (par personne de référence). L'effet que
nous étudierons porte sur la création et la reprise
d'entreprises qui ont survécu jusqu'au moment
de l'enquête. Les entreprises qui auraient été
créées et auraient disparu avant l'enquête ne
sont donc pas prises en compte.

Quel que soit le phénomène étudié, si plusieurs
donations ou héritages ont été reçus, on prend
en compte l'année de la première transmission.
De la même manière, si plusieurs entreprises

ont été créées ou reprises, on prend en compte
l'année de la plus ancienne. Par ailleurs, nous
étudions les comportements des individus à par-
tir de l'année de leurs 15 ans. Pour l'achat de la
résidence principale, au vu de la distribution des
âges d'achat, nous nous sommes restreints aux
âges inférieurs à 80 ans. Cela revient à exclure
0,2 % des achats constatés. Pour la création et
la reprise d'entreprise, nous nous sommes res-
treints aux âges inférieurs à 60 ans, ce qui exclut
2,2 % des créations et reprises.

Enfin, nous avons fait le choix de nous cen-
trer sur le fait d'avoir reçu une donation ou un
héritage plutôt que sur les montants transmis.
L'exploitation des montants reçus en donation
ou héritage s'avère en effet difficile. Les mon-
tants sont fréquemment absents et, lorsqu'ils
ont été renseignés, c'est le plus souvent sous
la forme de tranches de montants. La néces-
sité de revaloriser les montants en fonction de
l'année où ils ont été reçus constituerait une
difficulté supplémentaire.

Donnons à présent quelques statistiques descrip-
tives sur la fréquence et le *timing* des transferts.
8,4 % des acheteurs (on désigne désormais ainsi
les personnes de référence des ménages qui ont
acheté leur résidence principale) déclarent avoir
reçu un don avant d'acheter et 7,8 % un héritage
(graphique V). À titre de comparaison, sur l'en-
semble de l'échantillon sélectionné, 11 % des
personnes de référence et 9,3 % des conjoints
déclarent avoir reçu une donation, 15 % des
personnes de référence et 11 % des conjoints
déclarent avoir reçu un héritage. 8,6 % des
entrepreneurs ont reçu une donation avant de
créer ou reprendre une entreprise et 6,3 % ont
reçu un héritage.

Concernant le *timing*, les acheteurs qui ont reçu un don l'ont reçu le plus souvent l'année de leur achat (graphique VI). Si l'on observe la durée qui sépare le moment où le don est reçu et celui où la résidence principale est achetée, on constate que 13 % des acheteurs qui ont reçu un don l'ont reçu l'année de l'achat, 8,5 % l'année précédant l'achat et 5 % deux ans auparavant. En ce qui concerne les héritages, 5 % des acheteurs l'ont reçu l'année de l'achat, 4 % l'année précédant l'achat et 3,8 % deux ans auparavant. Par ailleurs, les donations perçues par leur

<footnote n="16">16. Dans le cas de la création ou de la reprise d'une entreprise, la faiblesse des échantillons concernés rend beaucoup moins précise la correction des biais d'endogénéité ; c'est pourquoi cette correction ne figure pas dans l'article.</footnote>

<footnote n="17">17. Nos conclusions ne s'avèrent pas sensibles à ce choix. On trouvera une discussion à ce sujet dans Garbinti (2014).</footnote>
conjoint présentent un profil assez similaire et
les réceptions des héritages apparaissent plus
tardives (graphique C1 de l'annexe C).

De même, chez les entrepreneurs<fnref n="18" />, les dona-
tions et héritages ont le plus souvent été reçus
l'année de l'achat (graphique VII). 10 % des
entrepreneurs qui ont reçu un don l'ont reçu
l'année de la création. La distribution appa-
rait toutefois nettement moins symétrique que
pour les ménages acheteurs de leur résidence
principale. Les héritages sont également per-
çus le plus souvent l'année de la création (7 %
des héritages perçus). En ce qui concerne les
conjoints des entrepreneurs, la distribution ne
laisse pas apparaître de profil particulier (gra-
phique C2 en en annexe C).

La modélisation retenue

Si l'on suivait un échantillon de personnes
jusqu'à leur décès, il serait aisé de connaître
la totalité des événements passés qu'elles ont
connus au cours de leur vie. Ici, nous n'avons
qu'une information partielle, tronquée : lorsque
les ménages sont interrogés pour l'enquête
Patrimoine, il est possible de connaître leur
passé mais évidemment pas leur futur. On
considère donc que toute l'information concer-
nant la vie des ménages n'est pas disponible :

plus tard, après l'enquête, certains ménages
achèteront leur résidence principale, créeront
une entreprise, etc.

Le cadre d'analyse de ce type de données est
celui des modèles de durée où l'on considère
que l'on n'observe les comportements des
individus que jusqu'à un certain moment (le
moment de l'enquête) : l'information concer-
nant les comportements futurs du ménage est
donc « censurée » car inconnue à ce moment-là.
Le modèle choisi est le modèle à hasards pro-
portionnels et à temps discret. C'est un modèle
classique, qui offre une grande flexibilité et qui
est largement répandu dans la littérature. Plus
précisément, nous observons les événements de
manière annuelle et non infra-annuelle (on ne
connaît pas le jour, le mois, ...). Le modèle qui
découle naturellement de ce cadre d'étude est le
modèle dit « Log log complémentaire »<fnref n="19" />.

Le modèle précédent permet d'estimer sur
l'ensemble de la population étudiée les déter-
minants des comportements d'achat de la rési-
dence principale et de création d'entreprise.

<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Graphique V
Fréquence des dons et héritages</figcaption></figure>

Lecture : parmi les ménages qui ont acheté leur résidence principale, 8,4 % des personnes de référence (PR) ont reçu un don avant l'achat et 7,8 % un héritage. 6 % des conjoints ont reçu un don avant l'achat et un héritage avant dans 3,9 % des cas. Parmi les ménages où la PR a créé ou repris une entreprise, 8,6 % des PR ont reçu un don avant la création/reprise et 6,3 % ont reçu un héritage avant.

Champ : ménages ayant soit acheté leur résidence principale (colonnes de gauche), soit créé ou repris une entreprise (colonnes de droite).

Source : échantillon enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="18">18. Pour des raisons de lisibilité, on désigne ainsi les personnes
qui ont créé une entreprise ou en ont racheté une à un tiers hors
de leur famille.</footnote>

<footnote n="19">19. Une démonstration de cette propriété peut être trouvée par
exemple dans Prentice et Gloeckler (1978).</footnote>
Il apparaît également intéressant de connaître l'effet des différentes variables sur ces comportements pour la sous-population des personnes réellement intéressées soit par l'achat de la résidence principale, soit par la création d'entreprise. En effet, il est tout à fait possible qu'au sein de la population, certaines personnes ne souhaitent pas créer d'entreprise, et cela quelle que soit leur situation socio-économique. De la même manière, certains ménages peuvent souhaiter rester locataires. Malheureusement aucune variable de l'enquête *Patrimoine* ne permet d'isoler les individus potentiellement concernés par ces comportements.

En l'absence d'une telle variable, nous utilisons le modèle développé par Schmidt et Witte (1989) afin de tenir compte de cette hétérogénéité. Ce modèle est nommé *split population model*

car il permet de faire l'hypothèse que la population est découpée en deux sous-populations : l'une potentiellement intéressée par la création d'entreprise (resp. l'achat de la résidence principale) et l'autre qui ne souhaite pas en créer une (resp. acheter)<fnref n="20" />. Comme, à notre connaissance, il n'existe pas de nom français pour ce modèle, nous le nommerons donc par la suite soit *split model*, soit « modèle avec hétérogénéité ». Le modèle « log log complémentaire » qui est le modèle initial sera appelé « modèle sans hétérogénéité ». Des précisions sur le *split model* sont présentées dans l'annexe B.

## Graphique VI

### Délai entre donation/héritage reçus par la personne de référence et achat de la résidence principale

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>(a) Délai entre donation reçue par la personne de référence et achat de la résidence principale
% des personnes de référence ayant reçu un don</figcaption></figure>

Nombre d'années entre le don et l'achat

Lecture : 13 % des acheteurs qui ont reçu un don l'ont reçu l'année de l'achat, 8,5 % l'année précédant l'achat et 5 % deux ans auparavant.

Champ : personnes de référence ayant acheté leur résidence principale et reçu un don.

Source : échantillon enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_8.png" /></figure>

<footnote n="20">20. C'est un modèle fréquemment employé en biostatistique où, à la suite de Maller et Zhou (1996), il est généralement nommé « cure model » car il est utilisé afin d'étudier les phénomènes de rechute après un traitement et permet de prendre en compte le fait qu'une partie de la population est « guérie » après le traitement initial et n'est donc pas soumise à un risque de rechute.</footnote>
## Les donations favoriseraient la création et la reprise d'entreprise

Avoir reçu une donation est associé à une probabilité annuelle de création ou reprise d'entreprise 1,5 fois plus élevée (cf. tableau 1, colonnes (1) et (3)). Dans les colonnes (2) et (4) du tableau 1, le fait de recevoir une donation a été croisé avec l'âge de réception de celle-ci afin de juger de l'importance de l'âge auquel la donation est reçue. Il s'avère que la probabilité de créer ou reprendre une entreprise est encore plus élevée si la donation a lieu avant 35 ans. Le fait de recevoir un héritage n'est pas significatif au seuil de 10 %. Si la donation, surtout précoce, permet de desserrer des contraintes de crédit, les héritages, plus tardifs, semblent intervenir trop tard.

D'autres déterminants ont des effets plus importants. Le fait que les parents de la personne de

référence aient été agriculteurs, travailleurs indépendants ou aient exercé une profession libérale est associé à une probabilité supérieure d'être créateur ou repreneur d'une entreprise<fnref n="21" />. Si le ménage est propriétaire de sa résidence principale ou si les parents de la personne de référence ou de son conjoint sont en vie et possèdent un patrimoine conséquent, la probabilité que la personne de référence devienne entrepreneur est également plus élevée. Ces facteurs jouent dans le sens d'un desserrement des contraintes de crédit, soit parce que le ménage possède déjà un bien qu'il peut hypothéquer, soit parce que les parents peuvent se porter caution. Il est alors plus facile d'obtenir un prêt bancaire.

<figure><img src="image_9.png" /><figcaption>Graphique VI (suite)</figcaption></figure>

Nombre d'années entre l'héritage et l'achat

Lecture : 5 % des acheteurs qui ont reçu un héritage l'ont reçu l'année de l'achat, 3 % l'année précédant l'achat.

Champ : personnes de référence ayant acheté leur résidence principale et reçu un héritage.

Source : échantillon enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="21">21. Par exemple, si le père de la personne de référence est agriculteur, la probabilité instantanée de création ou reprise d'entreprise est 2,25 à 2,5 fois supérieure à celle d'un ménage où le père de la personne de référence est employé ou ouvrier. Cette probabilité est multipliée par 1,7 à 1,8 s'il est travailleur indépendant, et par 1,7 à 1,9 s'il exerce une profession libérale.</footnote>
## Graphique VII

# Délai entre donation/héritage reçus par les entrepreneurs et création/reprise d'entreprise

<figure><img src="image_10.png" /><figcaption>(a) Délai entre donation reçue par les entrepreneurs et création/reprise d'entreprise
% des entrepreneurs ayant reçu un don</figcaption></figure>

## Nombre d'années entre le don et la création ou reprise

Lecture : 10 % des entrepreneurs qui ont reçu un don l'ont reçu l'année de la création ou reprise, 3 % l'année précédant la création ou reprise.

Champ : personnes de référence ayant créé/repris une entreprise et reçu une donation.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_11.png" /><figcaption>(b) Délai entre héritage reçu par les entrepreneurs et création/reprise d'entreprise
% des entrepreneurs ayant reçu un héritage</figcaption></figure>

## Nombre d'années entre l'héritage et la création ou reprise

Lecture : 7 % des entrepreneurs qui ont reçu un héritage l'ont reçu l'année de la création ou de la reprise, 5 % l'année précédant la création ou reprise.

Champ : personnes de référence ayant créé/repris une entreprise et reçu un héritage.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.
<table><caption>Tableau 1
Déterminants de la création et reprise d'entreprise</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>(1) Coeff.</th><th>(2) Coeff.</th><th>(3) Coeff.</th><th>(4) Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par la personne de référence (PR)</td></tr><tr><td>Don reçu par PR</td><td>1,45 (***)</td><td></td><td>1,48 (***)</td><td></td></tr><tr><td>Don reçu avant 35 ans</td><td></td><td>1,81 (***)</td><td></td><td>1,79 (***)</td></tr><tr><td>Don reçu après 35 ans</td><td></td><td>1,25 (*)</td><td></td><td>1,29 (*)</td></tr><tr><td>Héritage reçu par PR</td><td>1,17 (ns)</td><td>1,17 (ns)</td><td>1,18 (ns)</td><td>1,18 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Parents PR</td></tr><tr><td>Au moins un parent PR en vie</td><td>2,24 (***)</td><td>2,25 (***)</td><td>2,44 (***)</td><td>2,44 (***)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et propriétaires de leur résidence principale</td><td>1,19 (**)</td><td>1,18 (**)</td><td>1,21 (**)</td><td>1,21 (**)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et détenteurs de valeurs mobilières</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et détenteurs d'assurance-vie</td><td>1,22 (**)</td><td>1,22 (**)</td><td>1,27 (**)</td><td>1,26 (**)</td></tr><tr><td colspan="5">Profession parents PR</td></tr><tr><td>Père PR agriculteur</td><td>2,25 (***)</td><td>2,25 (***)</td><td>2,51 (***)</td><td>2,5 (***)</td></tr><tr><td>Père PR indépendant</td><td>1,71 (***)</td><td>1,71 (***)</td><td>1,83 (***)</td><td>1,83 (***)</td></tr><tr><td>Père PR prof. libérale</td><td>1,67 (***)</td><td>1,68 (***)</td><td>1,89 (***)</td><td>1,89 (***)</td></tr><tr><td>Père PR cadre ou prof. intermédiaire</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td></tr><tr><td>Père PR employé ou ouvrier</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td></tr><tr><td>Père PR « autre »</td><td>0,95 (ns)</td><td>0,94 (ns)</td><td>0,93 (ns)</td><td>0,93 (ns)</td></tr><tr><td>Mère PR agric., indép., prof. libérale</td><td>1,24 (*)</td><td>1,24 (*)</td><td>1,33 (**)</td><td>1,32 (**)</td></tr><tr><td>Mère PR cadre ou prof. Intermédiaire</td><td>1,22 (ns)</td><td>1,22 (ns)</td><td>1,27 (ns)</td><td>1,27 (ns)</td></tr><tr><td>Mère PR employée ou ouvrière</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td></tr><tr><td>Mère PR « autre »</td><td>1,04 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Aides reçues par PR pendant études</td></tr><tr><td>Don ponctuel</td><td>1,34 (ns)</td><td>1,33 (ns)</td><td>1,42 (ns)</td><td>1,41 (ns)</td></tr><tr><td>Versements réguliers</td><td>1,05 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td><td>0,91 (ns)</td><td>0,92 (ns)</td></tr><tr><td>Prêt</td><td>0,91 (ns)</td><td>0,92 (ns)</td><td>0,88 (ns)</td><td>0,88 (ns)</td></tr><tr><td>Mise à disposition d'un logement ou paiement d'un loyer</td><td>1,36 (ns)</td><td>1,34 (ns)</td><td>1,47 (ns)</td><td>1,44 (ns)</td></tr><tr><td>PR ayant connu une période de chômage dans les 3 années précédentes</td><td>0,99 (ns)</td><td>0,99 (ns)</td><td>1,00 (ns)</td><td>1,00 (ns)</td></tr><tr><td>Ménage propriétaire de sa résidence principale</td><td>2,08 (***)</td><td>2,06 (***)</td><td>2,17 (***)</td><td>2,16 (***)</td></tr><tr><td>Ménage propriétaire de sa résidence principale × Don reçu PR</td><td>0,55 (***)</td><td>0,56 (**)</td><td>0,62 (*)</td><td>0,63 (*)</td></tr><tr><td>Ménage propriétaire de sa résidence principale × Héritage reçu PR</td><td>1,20 (ns)</td><td>1,21 (ns)</td><td>1,36 (ns)</td><td>1,36 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Diplôme PR</td></tr><tr><td>Sans diplôme</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td></tr><tr><td>CEP</td><td>0,61 (**)</td><td>0,61 (**)</td><td>0,61 (**)</td><td>0,61 (**)</td></tr><tr><td>CAP, BEP</td><td>2,37 (***)</td><td>2,38 (***)</td><td>2,54 (***)</td><td>2,54 (***)</td></tr><tr><td>Brevet des collèges</td><td>2,12 (***)</td><td>2,12 (***)</td><td>2,26 (***)</td><td>2,26 (***)</td></tr><tr><td>Bac pro ou technique</td><td>2,76 (***)</td><td>2,77 (***)</td><td>2,97 (***)</td><td>2,98 (***)</td></tr><tr><td>Bac général</td><td>1,51 (**)</td><td>1,52 (**)</td><td>1,55 (**)</td><td>1,55 (**)</td></tr><tr><td>Bac + 2</td><td>1,97 (***)</td><td>1,97 (***)</td><td>2,13 (***)</td><td>2,12 (***)</td></tr><tr><td>Bac + 3 et plus</td><td>2,39 (***)</td><td>2,4 (***)</td><td>2,53 (***)</td><td>2,53 (***)</td></tr><tr><td colspan="5">Couple et conjoint</td></tr><tr><td>En couple</td><td>1,08 (ns)</td><td>1,08 (ns)</td><td>1,09 (ns)</td><td>1,09 (ns)</td></tr><tr><td>En couple avec patrimoine au départ</td><td>1,12 (ns)</td><td>1,12 (ns)</td><td>1,11 (ns)</td><td>1,11 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par le conjoint (CJ)</td></tr><tr><td>Don reçu par CJ</td><td>1,11 (ns)</td><td>1,12 (ns)</td><td>1,22 (ns)</td><td>1,23 (ns)</td></tr><tr><td>Héritage reçu par CJ</td><td>1,10 (ns)</td><td>1,10 (ns)</td><td>1,11 (ns)</td><td>1,11 (ns)</td></tr></tbody></table>

<figure><img src="image_12.png" /></figure>
Les diplômes ont également un effet significatif. Le diplôme associé à la probabilité la plus élevée de créer ou reprendre une entreprise est le baccalauréat professionnel ou technique, ce qui correspond bien à sa vocation. Les probabilités

annuelles obtenues jusqu'ici permettent de calculer la probabilité cumulée qu'un ménage achète sa résidence principale ayant un âge donné selon qu'il a ou non reçu une donation (cf. graphique VIII).

<table><caption>Tableau 1 (suite)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>(1) Coeff.</th><th>(2) Coeff.</th><th>(3) Coeff.</th><th>(4) Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td>Parents CJ</td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Au moins un parent CJ en vie</td><td>1,97 (***)</td><td>1,97 (***)</td><td>2,09 (***)</td><td>2,09 (***)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie et propriétaires de leur résidence principale</td><td>1,24 (***)</td><td>1,24 (***)</td><td>1,28 (***)</td><td>1,28 (***)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie et détenteurs de valeurs mobilières</td><td>0,91 (ns)</td><td>0,91 (ns)</td><td>0,87 (ns)</td><td>0,88 (ns)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie et détenteurs d'assurance-vie</td><td>0,97 (ns)</td><td>0,97 (ns)</td><td>0,98 (ns)</td><td>0,98 (ns)</td></tr><tr><td>Conjoint actif l'année précédente</td><td>0,94 (ns)</td><td>0,94 (ns)</td><td>0,97 (ns)</td><td>0,97 (ns)</td></tr><tr><td>Ménage a un enfant</td><td>0,80 (**)</td><td>0,81 (**)</td><td>0,80 (**)</td><td>0,8 (**)</td></tr><tr><td>Ménage a au moins 2 enfants</td><td>0,99 (ns)</td><td>0,99 (ns)</td><td>0,98 (ns)</td><td>0,98 (ns)</td></tr><tr><td>Pourcentage de ménages qui ne souhaitent pas créer une entreprise</td><td colspan="2"></td><td>51,09 % (***)</td><td>50,39 % (***)</td></tr></tbody></table>

Lecture : les coefficients sont exponentialisés. Dans le modèle sans hétérogénéité, la probabilité instantanée d'achat est multipliée par 1,45 si la personne de référence a reçu une donation. Elle est multipliée par 1,81 si cette donation est perçue avant ses 35 ans et par 1,25 si elle est reçue après.

Champ : personnes âgées de moins de 60 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

## Graphique VIII

### Probabilité de créer ou reprendre une entreprise avant l'âge de...

<figure><img src="image_13.png" /></figure>

Lecture : dans le modèle sans hétérogénéité, si aucun don n'a été reçu avant, la probabilité (cumulée) d'avoir créé ou repris une entreprise avant 40 ans est de 6 % et de 8 % si un don a été reçu. Dans le modèle avec hétérogénéité, elle est de 13 % sans don et 17 % avec.

Champ : personnes de référence de moins de 60 ans n'ayant pas reçu en héritage ou en donation la totalité d'une entreprise.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.
Le split model permet de compléter l'analyse en calculant le pourcentage de personnes qui n'envisagent pas de créer ou reprendre une entreprise. Ce pourcentage est estimé à 51 %, ce qui signifie que 49 % n'y sont pas hostiles et pourraient donc envisager de devenir entrepreneurs. Il s'agit là d'un ordre de grandeur comparable aux estimations précédemment obtenues par Blanchflower et Oswald (1998)<fnref n="22" />.

La probabilité de créer ou reprendre une entreprise avant 30 ans est multipliée par 1,4 si la personne de référence a reçu une donation. La probabilité de créer ou reprendre une entreprise avant 50 ans est multipliée par 1,3. Ce résultat est le même quelle que soit la modélisation retenue (modèle avec ou sans hétérogénéité). Bien sûr, dans le modèle avec hétérogénéité, les personnes qui envisagent de devenir entrepreneurs ont des probabilités plus élevées de le devenir

que dans le modèle sans hétérogénéité. Mais le rapport entre les probabilités cumulées avec et sans donation ne varie que très peu entre les deux modèles.

## Les héritages et surtout les donations favoriseraient l'achat de la résidence principale

Sur l'ensemble de la population, le fait que la personne de référence ou son conjoint ait reçu une donation ou un héritage est associé à une probabilité supérieure d'achat de la résidence principale (cf. tableau 2). Rappelons que

<table><caption>Tableau 2
Déterminants de l'achat de la résidence principale avec déciles de revenu 2009</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par la personne de référence (PR)</td></tr><tr><td>Don reçu</td><td>1,62 (***)</td><td>1,62 (***)</td><td>1,81 (***)</td><td>1,83 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu</td><td>1,50 (***)</td><td>1,49 (***)</td><td>1,53 (***)</td><td>1,52 (***)</td></tr><tr><td colspan="5">Parents PR</td></tr><tr><td>Au moins un parent PR en vie</td><td>1,16 (***)</td><td>1,15 (***)</td><td>1,19 (***)</td><td>1,18 (***)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et propriétaires de leur résidence principale</td><td>1,24 (***)</td><td>1,25 (***)</td><td>1,23 (***)</td><td>1,24 (***)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et détenteurs de valeurs mobilières</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,02 (ns)</td><td>1,00 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td></tr><tr><td>Parents PR en vie et détenteurs d'assurance-vie</td><td>1,05 (ns)</td><td>1,05 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Aides reçues par PR</td></tr><tr><td>Don ponctuel</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,08 (ns)</td></tr><tr><td>Versements réguliers</td><td>0,96 (ns)</td><td>0,98 (ns)</td><td>0,93 (ns)</td><td>0,95 (ns)</td></tr><tr><td>Prêt</td><td>1,04 (ns)</td><td>1,02 (ns)</td><td>1,05 (ns)</td><td>1,04 (ns)</td></tr><tr><td>Mise à disposition d'un logement ou paiement d'un loyer</td><td>0,78 (**)</td><td>0,80 (**)</td><td>0,76 (***)</td><td>0,78 (**)</td></tr><tr><td>PR actif en emploi l'année précédente</td><td>1,34 (***)</td><td>1,26 (***)</td><td>1,35 (***)</td><td>1,26 (***)</td></tr><tr><td>Ménage créateur d'entreprise (ou reprise)</td><td>2,00 (***)</td><td>2,06 (***)</td><td>2,12 (***)</td><td>2,21 (***)</td></tr><tr><td>Don reçu av. 35 ans PR × Ménage créateur d'entreprise (ou reprise)</td><td>0,76 (**)</td><td>0,76 (**)</td><td>0,82 (ns)</td><td>0,8 (ns)</td></tr><tr><td>Héritage reçu av. 35 ans PR × Ménage créateur d'entreprise (ou reprise)</td><td>0,81 (ns)</td><td>0,83 (ns)</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,06 (ns)</td></tr><tr><td colspan="5">Décile de revenus 2009</td></tr><tr><td>p10</td><td></td><td>Réf.</td><td></td><td>Réf.</td></tr><tr><td>p20</td><td></td><td>0,96 (ns)</td><td></td><td>0,95 (ns)</td></tr><tr><td>p30</td><td></td><td>1,09 (ns)</td><td></td><td>1,10 (ns)</td></tr><tr><td>p40</td><td></td><td>1,36 (***)</td><td></td><td>1,40 (***)</td></tr><tr><td>p50</td><td></td><td>1,38 (***)</td><td></td><td>1,41 (***)</td></tr><tr><td>p60</td><td></td><td>1,66 (***)</td><td></td><td>1,72 (***)</td></tr><tr><td>p70</td><td></td><td>1,66 (***)</td><td></td><td>1,73 (***)</td></tr><tr><td>p80</td><td></td><td>1,74 (***)</td><td></td><td>1,83 (***)</td></tr><tr><td>p90</td><td></td><td>1,80 (***)</td><td></td><td>1,82 (***)</td></tr><tr><td>p100</td><td></td><td>1,50 (***)</td><td></td><td>1,50 (***)</td></tr></tbody></table>

<figure><img src="image_14.png" /></figure>

<footnote n="22">22. À partir du Social Survey Programme, Blanchflower et Oswald (1998) estiment le pourcentage de personnes qui préfèrentraient être entrepreneur à 63 % pour les États-Unis, 48 % pour le Royaume-Uni et 49 % pour l'Allemagne.</footnote>
nous considérons ici la probabilité instantanée d'achat c'est-à-dire la probabilité d'acheter à un âge donné sachant que l'achat n'a pas eu lieu précédemment. Recevoir une donation ou un héritage desserre la contrainte de financement et permet de moins s'endetter. Les ménages dont la personne de référence a reçu une donation ont une probabilité 1,62 fois supérieure d'acheter leur résidence principale par rapport à ceux qui n'en ont pas reçu. Pour l'héritage ce coefficient

est de 1,5. Si c'est le conjoint qui a reçu une donation, la probabilité d'achat est multipliée par 1,41. S'il a perçu un héritage, elle est multipliée par 1,38. Si l'on se restreint aux ménages désireux d'acheter leur résidence principale (split model), les coefficients multiplicateurs sont du même ordre de grandeur. Si la personne de référence d'un ménage désireux d'acheter a hérité, la probabilité que ce ménage achète est 1,53 fois supérieure à celle d'un ménage n'ayant

<table><caption>Tableau 2 (suite)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td><strong>Diplôme PR</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Sans diplôme</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td><td>Réf.</td></tr><tr><td>CEP</td><td>1,12 (**)</td><td>1,07 (ns)</td><td>1,14 (***)</td><td>1,08 (ns)</td></tr><tr><td>CAP,BEP</td><td>1,46 (***)</td><td>1,31 (***)</td><td>1,50 (***)</td><td>1,33 (***)</td></tr><tr><td>Brevet des collèges</td><td>1,46 (***)</td><td>1,27 (***)</td><td>1,47 (***)</td><td>1,28 (***)</td></tr><tr><td>Bac pro ou technique</td><td>1,95 (***)</td><td>1,67 (***)</td><td>1,94 (***)</td><td>1,64 (***)</td></tr><tr><td>Bac général</td><td>1,46 (***)</td><td>1,21 (***)</td><td>1,45 (***)</td><td>1,19 (***)</td></tr><tr><td>Bac + 2</td><td>1,89 (***)</td><td>1,56 (***)</td><td>1,93 (***)</td><td>1,58 (***)</td></tr><tr><td>Bac + 3 et plus</td><td>1,50 (***)</td><td>1,23 (***)</td><td>1,51 (***)</td><td>1,24 (***)</td></tr><tr><td><strong>Couple et conjoint</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>En couple</td><td>1,86 (***)</td><td>1,81 (***)</td><td>1,87 (***)</td><td>1,82 (***)</td></tr><tr><td>En couple avec patrimoine au départ</td><td>1,25 (***)</td><td>1,21 (***)</td><td>1,29 (***)</td><td>1,24 (***)</td></tr><tr><td><strong>Dons et héritages reçus par le conjoint (CJ)</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Don reçu par CJ</td><td>1,41 (***)</td><td>1,40 (***)</td><td>1,64 (***)</td><td>1,64 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu par CJ</td><td>1,38 (***)</td><td>1,32 (***)</td><td>1,42 (***)</td><td>1,36 (***)</td></tr><tr><td>Conjoint actif en emploi l'année précédente</td><td>1,23 (***)</td><td>1,12 (***)</td><td>1,23 (***)</td><td>1,12 (***)</td></tr><tr><td><strong>Parents CJ</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Au moins un parent CJ en vie</td><td>1,36 (***)</td><td>1,33 (***)</td><td>1,39 (***)</td><td>1,35 (***)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie, non détenteurs de valeurs mobilières et propriétaires de leur résidence principale</td><td>1,16 (***)</td><td>1,16 (***)</td><td>1,19 (***)</td><td>1,18 (***)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie, non propriétaires de leur résidence principale et détenteurs de valeurs mobilières</td><td>0,89 (ns)</td><td>0,90 (ns)</td><td>0,86 (ns)</td><td>0,86 (ns)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie, propriétaires de leur résidence principale et détenteurs de valeurs mobilières</td><td>1,00 (ns)</td><td>1,03 (ns)</td><td>1,03 (ns)</td><td>1,06 (ns)</td></tr><tr><td>Parents CJ en vie et détenteurs d'assurance-vie</td><td>1,02 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td><td>1,00 (ns)</td><td>1,01 (ns)</td></tr><tr><td><strong>Aides reçues par CJ</strong></td><td></td><td></td><td></td><td></td></tr><tr><td>Don ponctuel</td><td>0,99 (ns)</td><td>0,97 (ns)</td><td>0,96 (ns)</td><td>0,93 (ns)</td></tr><tr><td>Versements réguliers</td><td>1,02 (ns)</td><td>1,03 (ns)</td><td>0,93 (ns)</td><td>0,94 (ns)</td></tr><tr><td>Prêt</td><td>0,96 (ns)</td><td>0,96 (ns)</td><td>0,95 (ns)</td><td>0,95 (ns)</td></tr><tr><td>Mise à disposition d'un logement ou paiement d'un loyer</td><td>0,85 (ns)</td><td>0,83 (ns)</td><td>0,86 (ns)</td><td>0,85 (ns)</td></tr><tr><td>Ménage a eu son 1<sup>er</sup> enfant au cours des 2 années précédentes</td><td>1,27 (***)</td><td>1,27 (***)</td><td>1,25 (***)</td><td>1,25 (***)</td></tr><tr><td>Ménage a eu un enfant (pas le 1<sup>er</sup>) au cours des 2 années précédentes</td><td>1,40 (***)</td><td>1,39 (***)</td><td>1,39 (***)</td><td>1,39 (***)</td></tr><tr><td>Pourcentage de ménages qui ne souhaitent pas acheter leur résidence principale</td><td></td><td></td><td>4,16 % (***)</td><td>4,14 % (***)</td></tr></tbody></table>

Lecture : les coefficients sont exponentialisés. Dans le modèle sans hétérogénéité, la probabilité instantanée d'achat est multipliée par 1,62 si la personne de référence a reçu une donation.

Champ : personnes âgées de moins de 80 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.
pas hérité. Si c'est le conjoint qui a hérité, elle est 1,42 fois supérieure. Concernant la donation, les coefficients apparaissent légèrement supérieurs à ceux du modèle sans hétérogénéité. Par exemple, si la personne de référence de l'un des ménages désireux d'être propriétaire a reçu une donation, la probabilité que le ménage achète sa résidence principale est 1,81 fois supérieure à celle d'un ménage n'ayant perçu aucune donation. Elle est 1,64 fois supérieure si c'est le conjoint qui a reçu une donation<fnref n="23" />.

La part de ménages qui souhaiteraient acquérir leur résidence principale est estimée à un peu moins de 96 %. Un sondage récent mené par l'IFOP en février 2011²⁴ conclut que 92 % des Français préfèrent être propriétaires ou préfèrentraient l'être s'ils sont locataires. En tenant compte de la marge d'erreur de nos résultats et de celle d'un sondage réalisé auprès d'un millier de personnes, ces deux estimations sont tout à fait concordantes.

Les informations obtenues permettent de calculer la probabilité cumulée qu'un ménage achète

sa résidence principale selon qu'il a ou non reçu une donation ou un héritage (graphique IX).

Dans le modèle de base sans hétérogénéité, la probabilité qu'un ménage devienne propriétaire si la personne de référence est âgée de moins de 40 ans et n'a reçu ni donation ni héritage est de 54 %. Cette probabilité s'élève à 68 % si elle a reçu un héritage et à 70 % en cas de donation. Ainsi pour ce ménage, la probabilité d'acheter est multipliée par 1,25 en cas d'héritage et 1,29 en cas de donation. Si l'on se restreint aux ménages désireux d'acquérir leur logement (modèle avec hétérogénéité), pour un ménage du même type, cette probabilité est multipliée par 1,25 si la personne de référence a perçu un héritage et par 1,34 si elle a perçu une donation. On retrouve ici le fait que

Graphique IX

Probabilité d'acheter sa résidence principale avant l'âge de...

<figure><img src="image_15.png" /></figure>

Lecture : dans le modèle sans hétérogénéité, si aucun don ni héritage n'a été reçu, la probabilité (cumulée) d'avoir acheté sa résidence principale avant 40 ans est de 54 %, elle est de 68 % si un héritage a été reçu et de 70 % si c'est un don qui a été reçu. Dans le modèle avec hétérogénéité, elle est de 57 % sans don ni héritage, de 71 % en cas d'héritage et de 76 % si un don a été perçu.

Champ : personnes de référence de moins de 80 ans n'ayant pas reçu en héritage ou en donation sa résidence principale.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="23">23. Cela dit, les intervalles de confiance à 95 % de ces estimations se chevauchent : il n'est donc pas possible de conclure à la significativité ou à la non-significativité de cette différence.</footnote>

<footnote n="24">24. Sondage réalisé par l'IFOP auprès d'un échantillon de 1 009 personnes représentatif de la population française âgée de 18 ans et plus, par l'intermédiaire d'un questionnaire auto-administré en ligne, du 15 au 17 février 2011.</footnote>
l'estimation de l'effet de l'héritage est sensiblement la même pour les deux modèles alors que, pour la donation, elle est un peu plus élevée dans le split model<fnref n="25" />.

## Les donations précoces s'accompagnent plus souvent d'un achat immobilier

Les estimations présentées dans le tableau 3 permettent de juger de l'importance que revêt l'âge auquel les donations sont perçues. Le fait de recevoir une donation après 35 ans est associé à une probabilité annuelle d'achat 1,4 fois supérieure à celle d'un ménage où la personne de référence n'en a pas reçu. Si la donation intervient avant que la personne de référence ne

soit âgée de 35 ans, le rapport entre ces deux probabilités est encore supérieur : il est de 2,3. Si l'on se restreint aux ménages qui souhaitent acheter leur résidence principale (modèle avec

### Encadré 2

## CHOIX D'UN MÉNAGE DE RÉFÉRENCE POUR LE CALCUL DES PROBABILITÉS

Que ce soit pour calculer des probabilités instantanées ou des probabilités cumulées (probabilité d'acheter avant un certain âge), il est nécessaire de choisir un ménage de référence, c'est-à-dire un ménage dont on choisit les caractéristiques. Il est alors possible de calculer pour ce ménage de référence les probabilités avec et sans donation, avec et sans héritage.

Le ménage de référence a les caractéristiques suivantes :

- Au moins un parent de la personne de référence est en vie ;

- Diplôme de la personne de référence : Bac + 2 ;

- En couple ;

- Au moins un parent du conjoint est en vie ;

- Personne de référence et conjoint sont tous deux actifs en emploi l'année précédente ;

- Les parents de la personne de référence et de son conjoint ont eu l'une des professions suivantes : employés, ouvriers, cadres ou professions intermédiaires (pour le cas de la création et reprise d'entreprise).

<table><caption>Tableau 3
Déterminants de l'achat de la résidence principale (avec découpage selon l'âge, avec et sans déciles de revenu 2009)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par la personne de référence (PR)</td></tr><tr><td>Don reçu × PR âgée de moins de 35 ans</td><td>2,29 (***)</td><td>2,33 (***)</td><td>2,33 (***)</td><td>2,39 (***)</td></tr><tr><td>Don reçu × PR âgée de plus de 35 ans</td><td>1,38 (***)</td><td>1,36 (***)</td><td>1,54 (***)</td><td>1,55 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu</td><td>1,49 (***)</td><td>1,48 (***)</td><td>1,52 (***)</td><td>1,52 (***)</td></tr><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par le conjoint (CJ)</td></tr><tr><td>Don reçu par CJ</td><td>1,43 (***)</td><td>1,41 (***)</td><td>1,62 (***)</td><td>1,61 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu par CJ</td><td>1,38 (***)</td><td>1,32 (***)</td><td>1,41 (***)</td><td>1,36 (***)</td></tr><tr><td>Décile de revenu 2009</td><td>Non</td><td>Oui</td><td>Non</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Pourcentage de ménages qui ne souhaitent pas acheter leur résidence principale</td><td colspan="2"></td><td>3,73 % (***)</td><td>3,73 % (***)</td></tr></tbody></table>

Lecture : les coefficients sont exponentialisés. Dans le modèle sans hétérogénéité, si l'on n'intègre pas les déciles de revenu 2009, la probabilité instantanée d'achat est multipliée par 2,29 si la personne de référence a reçu une donation avant ses 35 ans et par 1,38 si elle est reçue après. Si l'on intègre ces déciles, elle est multipliée par 2,33 si elle est perçue avant 35 ans et 1,36 si elle est reçue après.

Autres variables de contrôle non présentées : diplôme PR et CJ, parents encore en vie, nombre d'enfants.

Champ : personnes âgées de moins de 80 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="25">25. Remarque technique : les coefficients calculés ne correspondent pas à ceux présentés dans le tableau 2. L'écart est dû au fait que l'effet de la donation ou de l'héritage estimé ici ne commence qu'à partir de l'âge où la transmission est effectuée : c'est pourquoi ce dernier est rapporté à chaque fois à un âge moyen de réception. Cet âge a été calculé sur chacune des sous-populations considérées. Pour un ménage où la personne de référence a moins de 40 ans il est, par exemple, de 27 ans. Pour ce ménage, jusqu'aux 27 ans de la personne de référence, la probabilité annuelle d'achat est la probabilité d'achat en l'absence de donation et d'héritage. L'effet de ces transmissions est intégré dès ses 27 ans. Il existe un second élément d'explication : plus l'âge avance et plus la probabilité d'avoir précédemment acheté s'approche de 1 (avec ou sans transmissions). Le rapport entre les deux probabilités s'approche donc aussi de 1.</footnote>
hétérogénéité), la probabilité annuelle d'achat est multipliée par 1,5 si la personne de référence perçoit une donation après 35 ans et par 2,3 si elle la perçoit avant 35 ans. Ainsi, plus la donation intervient tôt, plus la probabilité d'achat est élevée.

## Prix de l'immobilier : après 2000, le rôle accru des donations

Au cours des dernières années, les prix de l'immobilier ont considérablement augmenté et le rythme de l'augmentation s'est accru à partir des années 2000, jusqu'en 2008 (graphique X). Les sommes investies dans l'achat d'un bien immobilier sont devenues de plus en plus importantes. La baisse des taux d'intérêt a pu soutenir ce secteur mais la hausse des prix semble telle que les contraintes de crédit ont probablement pesé de plus en plus sur les ménages, car l'apport initial nécessaire à un emprunt est une fraction du montant total de l'achat. Il est donc naturel de se demander si les donations ont un effet plus important depuis la hausse des prix de l'immobilier.

Pour cela, nous avons croisé le fait de recevoir une donation avec la date à laquelle la donation a été reçue : avant ou après 2000. La probabilité annuelle d'achat est multipliée par 1,4 à 1,5 si la personne de référence a reçu

une donation avant 2000 et par plus de 2 si la donation a été reçue après 2000 (tableau 4). L'importance que revêtent les donations paraît donc s'être accrue à mesure que les prix de l'immobilier augmentaient.

## Peut-on mettre en évidence un effet causal de la donation ?

Tous les résultats précédents vont dans le sens d'un lien important entre donation et achat du logement ou création d'entreprise. On peut s'interroger cependant sur la manière dont se déroule la prise de décision concernant l'achat du logement et la création d'entreprise. Est-ce que les parents effectuent une donation une fois que les enfants ont déjà décidé d'acheter ou est-ce que les enfants décident d'acheter parce qu'ils ont reçu une donation ? Les mêmes questions peuvent se poser pour la création et reprise d'entreprise. Dans les deux cas, la donation aura certes pour effet de déserrer la contrainte de crédit ou de rendre le crédit moins pesant, mais il serait intéressant de savoir en quoi le fait de recevoir une donation est véritablement à l'origine de l'opération immobilière ou professionnelle. Pour répondre à cette question, la méthode usuelle est de recourir à l'instrumentation.

<figure><img src="image_16.png" /><figcaption>Graphique X
Évolution des prix de l'immobilier ancien, 1996-2010 (base 100 en 2000)</figcaption></figure>

Lecture : les prix de l'immobilier ancien ont été multipliés par plus de 2 entre le premier trimestre 1996 et le premier trimestre 2006.

Champ : France.

Source : Insee (BDM).
## Décision d'achat du logement : un effet causal de la donation majoré mais « local »

Dans le cas du logement, il s'agit de trouver une variable « instrumentale » liée à la probabilité de recevoir une donation (non immobilière) mais qui soit non corrélée à d'autres caractéristiques inobservées qui pourraient avoir un effet sur l'achat de la résidence principale. À cette fin, nous utilisons le nombre de frères et sœurs. En effet, la probabilité de recevoir une donation est fortement liée au nombre de frères et sœurs. Pour les familles qui ont au moins 2 enfants, plus ce nombre est élevé et plus la probabilité que l'un des enfants reçoive une donation diminue (graphique XI).

Le nombre de frères et sœurs est donc utilisé comme variable instrumentale. L'idée est que la taille de la fratrie a un effet direct sur la probabilité de recevoir un don mais n'a d'effet sur la probabilité d'acheter que par ce canal des donations. De plus, le nombre d'enfants peut être considéré comme exogène, c'est-à-dire non lié à la part inexpliquée du modèle initial<fnref n="26" />. La taille de la fratrie constitue donc une variable instrumentale appropriée. C'est cette source de variation qui va nous permettre d'identifier un effet causal de la donation.

<table><caption>Tableau 4
Déterminants de l'achat de la résidence principale (en fonction de l'année où la donation a été reçue, avec et sans déciles de revenu 2009)</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="2">Modèle sans hétérogénéité (log log complémentaire)</th><th colspan="2">Modèle avec hétérogénéité (split model)</th></tr><tr><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th><th>Coeff.</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par la personne de référence (PR)</td></tr><tr><td>Don reçu avant 2000</td><td>1,42 (***)</td><td>1,40 (***)</td><td>1,54 (***)</td><td>1,54 (***)</td></tr><tr><td>Don reçu après 2000</td><td>2,92 (***)</td><td>2,95 (***)</td><td>3,57 (***)</td><td>3,63 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu</td><td>1,51 (***)</td><td>1,49 (***)</td><td>1,53 (***)</td><td>1,53 (***)</td></tr><tr><td colspan="5">Dons et héritages reçus par le conjoint (CJ)</td></tr><tr><td>Don reçu par CJ</td><td>1,42 (***)</td><td>1,40 (***)</td><td>1,65 (***)</td><td>1,64 (***)</td></tr><tr><td>Héritage reçu par CJ</td><td>1,36 (***)</td><td>1,30 (***)</td><td>1,41 (***)</td><td>1,35 (***)</td></tr><tr><td>Déciles de revenu 2009</td><td>Non</td><td>Oui</td><td>Non</td><td>Oui</td></tr><tr><td>Pourcentage de ménages qui ne souhaitent pas acheter leur résidence principale</td><td colspan="2"></td><td>4,49 % (***)</td><td>4,41 % (***)</td></tr></tbody></table>

Lecture : les coefficients sont exponentialisés. Dans le modèle sans hétérogénéité, si l'on n'intègre pas les déciles de revenu 2009, la probabilité instantanée d'achat est multipliée par 1,42 si la personne de référence a reçu une donation avant l'année 2000 et par 2,92 si elle est reçue après. Si l'on intègre ces déciles, elle est multipliée par 1,40 si elle est perçue avant 2000 et 2,95 si elle est reçue après.
Autres variables de contrôle non présentées : diplôme PR et CJ, parents encore en vie, nombre d'enfants.

Champ : personnes âgées de moins de 80 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_17.png" /><figcaption>Graphique XI
Probabilité de recevoir un don en fonction du nombre de frères et sœurs</figcaption></figure>

Lecture : la probabilité d'avoir reçu un don est de 17 % pour les individus ayant exactement un frère ou une sœur.

Champ : personnes de référence de moins de 80 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="26">26. Dans le modèle théorique de transmission beckérien, le nombre d'enfants peut être considéré comme lié au capital économique ou humain des parents qui anticiperaient ainsi ce qu'ils souhaiteraient leur transmettre. Ceci ne pose pas de difficulté ici puisque nous contrôlons par des variables qui reflètent ce capital parental.</footnote>
Afin d'intégrer cette variable instrumentale dans l'estimation, nous avons procédé à la linéarisation du modèle. Cette méthode est à la fois simple et transparente<fnref n="27" />. Elle est détaillée en annexe D. Les résultats obtenus pour ce modèle sont près de 2 fois supérieurs à ceux obtenus pour les modèles de durée non instrumentés (tableau 5). La moyenne des coefficients obtenus est de 3,1. Ceci signifie qu'une donation a pour effet de multiplier par 3 la probabilité instantanée (annuelle) d'achat. Les probabilités

cumulées d'achat avec don (probabilité d'ache-
ter avant un âge donné) sont également plus
élevées (graphique XII). Si la personne de
référence a reçu un don, la probabilité d'ache-
ter avant 30 ans est multipliée par 2, celle

<table><caption>Tableau 5
Estimation de l'effet multiplicatif de la donation sur l'achat de la résidence principale</caption>
   <thead>
    <tr>
     <td>
      Âge de la PR
     </td>
     <td>
      Sans instrumentation
     </td>
     <td>
      Avec instrumentation (nombre de frères et soeurs)
     </td>
    </tr>
   </thead>
   <tbody>
    <tr>
     <td>
      30 ans
     </td>
     <td>
      1,5 (***)
     </td>
     <td>
      3,4 (***)
     </td>
    </tr>
    <tr>
     <td>
      40 ans
     </td>
     <td>
      1,4 (***)
     </td>
     <td>
      3,2 (***)
     </td>
    </tr>
    <tr>
     <td>
      50 ans
     </td>
     <td>
      1,4 (***)
     </td>
     <td>
      3,3 (***)
     </td>
    </tr>
    <tr>
     <td>
      60 ans
     </td>
     <td>
      1,4 (***)
     </td>
     <td>
      3,2 (***)
     </td>
    </tr>
    <tr>
     <td>
      Moyenne sur tous les âges
     </td>
     <td>
      1,5 (***)
     </td>
     <td>
      3,5 (***)
     </td>
    </tr>
   </tbody>
  </table>

Lecture : dans le modèle instrumenté, pour un ménage dont la PR est âgée de 30 ans, la probabilité d'achat de la résidence principale est multipliée par 3,4 si la PR a reçu une donation.

Champ : ménages dont la personne de référence (PR) a au moins un frère ou une sœur.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_18.png" /><figcaption>Graphique XII

Comparaison des probabilités cumulées d'achat pour modèle linéarisé avec et sans instrumentation</figcaption></figure>

Lecture : dans le modèle linéarisé, si aucun don n'a été reçu, la probabilité d'avoir acheté sa résidence principale à 40 ans est de 58 % et de 69 % si un don a été reçu. Si le don est instrumenté, celle probabilité est égale à 91 %.

Champ : personnes de référence de moins de 80 ans n'ayant pas reçu en héritage ou en donation sa résidence principale.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="27">27. L'inconvénient d'une telle méthode est qu'elle peut fournir des résultats biaisés. Cependant, la comparaison des résultats obtenus par le modèle de durée et par le modèle linéarisé (Graphique XII) laisse penser que, s'il existe, un tel biais ne s'avère pas d'une ampleur propre à modifier nos conclusions (cf. Annexe D).</footnote>
d'acheter avant 40 ans par 1,5 et celle d'acheter avant 50 ans par 1,3. Pour rappel, les résultats obtenus pour le modèle de durée de base étaient respectivement de 1,5, 1,3 et 1,2.

On peut s'interroger sur le fait que l'effet mis en évidence est deux fois supérieur à celui obtenu dans les modèles non instrumentés. Notre explication est que nous avons estimé, via l'instrumentation, un effet local, limité à une sous-population aisée. En effet, selon que les parents disposent ou non d'un patrimoine important, le nombre de frères et sœurs n'effecte pas de la même manière les donations effectuées. Si les parents ne disposent que de peu de patrimoine, quelle que soit la taille de la fratrie, il est très probable que les enfants ne percevront rien ou presque, ce qui ne sera pas suffisant pour envisager un achat immobilier. En revanche, dans les familles plus aisées, le nombre de frères et sœurs a un effet important sur la probabilité de recevoir un don (graphique XIII). L'effet obtenu ici concerne donc la sous-population des personnes dont les parents n'ont pas connu de difficultés financières et ont été à même d'effectuer des donations de montants suffisamment importants pour inciter à un investissement.

Dans une famille aisée, la présence d'un enfant supplémentaire diminuera considérablement la part de chaque enfant. Pour confirmer cette hypothèse nous avons effectué les régressions de première étape sur deux sous-populations : les ménages dont les parents de la personne de référence ont fait face à des difficultés financières durant sa jeunesse et les autres.

La corrélation entre l'instrument et la variable de donation ne s'avère élevée que sur la sous-population des parents les plus aisés (tableau 6), ce qui tend à confirmer notre interprétation en terme d'effet localisé<fnref n="28" />.

## Création ou reprise d'entreprise : un effet causal de la donation probable mais non assuré

Pour la création et reprise d'entreprise, les mêmes techniques ont été utilisées : linéarisation du modèle puis instrumentation de la donation par le nombre de frères et sœurs. Tout

## Graphique XIII

### Probabilité de recevoir un don en fonction du nombre de frères et sœurs et du patrimoine des parents

<figure><img src="image_19.png" /></figure>

Lecture : pour les personnes ayant un frère ou une sœur, la probabilité d'avoir reçu une donation est de 19 % si leurs parents étaient aisés durant la jeunesse de ces personnes et de 10 % si ils éprouvaient des difficultés financières.

Champ : personnes de référence de moins de 80 ans.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<footnote n="28">28. La population des personnes de référence (PR) qui déclarent que leurs parents ont connu de « gros problèmes d'argent » durant leur jeunesse représente 31 % de notre échantillon.</footnote>
<table><caption>Tableau 6
Statistiques de Fisher du test de nullité du coefficient associé à la variable instrumentale dans les régressions de 1<sup>re</sup> étape</caption><thead><tr><td>Population</td><td>Statistique de test</td></tr></thead><tbody><tr><td>Échantillon complet</td><td>24,1</td></tr><tr><td>Parents de la PR avec difficultés financières durant sa jeunesse</td><td>0,3</td></tr><tr><td>Parents de la PR sans difficultés financières durant sa jeunesse</td><td>27,6</td></tr></tbody></table>

Lecture : La régression dite « de 1<sup>re</sup> étape » est celle de la variable endogène (ici le don) sur la variable instrumentale et les autres variables (diplôme, aides reçues, ...). La statistique de Fisher du test de nullité du coefficient de la variable instrumentale est un indicateur de la force du lien entre variable endogène et variable instrumentale. Il est généralement considéré qu'elle doit être supérieure à 10. Ici elle est de 24,1 lorsque la régression de 1<sup>re</sup> étape est effectuée sur la totalité de l'échantillon et de 27,6 sur le sous-échantillon des PR dont les parents n'ont pas connu de difficultés financières durant la jeunesse de celle-ci.

Champ : ménages dont la personne de référence (PR) a au moins un frère ou une sœur.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

comme pour l'achat immobilier, cela conduit à une hausse de l'effet de la donation sur la probabilité de créer ou reprendre une entreprise. Cependant, le nombre de créations et de reprises d'entreprise n'est pas suffisamment élevé pour assurer une précision satisfaisante des estimations et il n'est alors pas possible de conclure à la significativité de l'effet observé.

* *

*

Nos résultats montrent un lien significatif entre les transmissions (donations, héritages) et les investissements des ménages : acquisition du logement, création ou reprise d'entreprise. Ce lien s'avère plus fort pour la donation que pour l'héritage. Il est également plus prononcé chez les jeunes. Ces deux résultats peuvent s'expliquer par le timing des transmissions : les donations sont reçues plus tôt que les héritages, à une période de la vie où elles s'avèrent plus utiles pour réaliser des projets immobiliers ou professionnels du fait notamment des contraintes de liquidité ou d'emprunt. Depuis les années 2000, en période haussière des prix de l'immobilier, le lien entre donation et achat immobilier s'est d'ailleurs renforcé : les donations faciliteraient la constitution de l'apport personnel.

S'agissant de l'achat de la résidence principale, l'effet causal de la donation que nous avons mis en évidence semble attester l'importance du logement dans les choix d'investissement des ménages : en dépit des risques affectant les biens immobiliers, placer dans la pierre tout ou partie d'une donation reçue apparaîtrait aux yeux des épargnants français préférable à des placements financiers qu'ils jugeraient risqués dans un contexte économique marqué par des crises financières successives plus ou moins prononcées.

Si les pouvoirs publics souhaitent encourager l'acquisition du logement par les jeunes ménages, la différence des effets observés entre la donation et l'héritage pourrait plaider pour une différenciation de la taxation de ces deux modes de transmission. Deux politiques fiscales sont alors possibles : soit avantager les donations grâce, par exemple, à des plafonds d'abattement des donations plus élevés que ceux des successions, voire modulés en fonction de l'âge du bénéficiaire ; soit désavantager les seuls héritages par une augmentation de leur fisca lité selon un barème progressif. Nos résultats laissent également penser que ce type de différenciation, selon l'une ou l'autre voie proposée, pourrait également s'avérer favorable à la création ou à la reprise d'entreprises. ☐

## BIBLIOGRAPHIE

Arrondel L. et Laferrère A. (2001), « Taxation and Wealth Transmission in France », *Journal of Public Economics*, vol. 79, n° 1, pp. 3-33.

Arrondel L. et Masson A. (2006), « Altruism, Exchange or Indirect Reciprocity: what do the Data on Family Transfers show? », dans *Hand-

book on the Economics of Giving, Reciprocity and Altruism, vol. 1, chap. 14, pp. 971-1053, Elsevier.

Arrondel L. et Masson A. (2011), « Taxer les héritages pour accroître la mobilité du patrimoine entre générations », *Revue française d'économie*, vol. XXVI, n° 2, pp. 23-72.
Arrondel L. et Masson A. (2012), « Favouring Wealth Intergenerational Mobility by Increasing the Inheritance Tax: Putting the Case for France », dans *Inherited Wealth, Justice and Equality*, J. Cunliffe et G. Erreygers (eds.), Routlege Frontiers of Political Economy (Décembre 2012), pp. 119-140.

Arrondel L. et Masson A. (2013), « Transferts publics et privés entre générations. Enjeux idéologiques et perspectives (2) : Comment rendre la société française moins patrimoniale », *Futuribles*, n° 393, pp. 31-49.

Baudelot C. (2011), « L'héritage contre le mérite », dans *Refaire société*, P. Rosanval-lon (éd.), La République des idées, Seuil, Paris, pp. 49-63.

Bernheim B. D., Lemke R.J. et Scholz J.K. (2004), « Do Estate and Gift Taxes affect the Timing of Private Transfers? », *Journal of Public Economics*, vol. 88, n° 12, pp. 2617-2634.

Blanchflower D. G. et Oswald A.J. (1998), « What Makes an Entrepreneur? », *Journal of Labor Economics*, vol. 16, pp. 26-60.

Bo, E. E. Halvorsen et Thor T. (2012), « Inheritance as a Disincentive to Labor Effort », *Working papers*, Statistics Norway.

Engelhardt G. V. et Mayer C. J. (1998), « Intergenerational Transfers, Borrowing Constraints, and Saving Behavior: Evidence from the Housing Market », *Journal of Urban Economics*, vol. 44, n° 1, pp. 135-157.

Evans D. et Jovanovic B. (1987), « Entrepreneurial Choice and Liquidity Constraints », *Working Papers* 87-31, C.V. Starr Center for Applied Economics, New York University.

Evans D. S. et Jovanovic B. (1989), « An Estimated Model of Entrepreneurial Choice under Liquidity Constraints », *Journal of Political Economy*, vol. 97, n° 4, pp. 808-827.

Fairlie R. W. et Krashinsky H. A. (2012), « Liquidity Constraints, Household Wealth, And Entrepreneurship Revisited », *Review of Income and Wealth*, vol. 58, n° 2, pp. 279-306.

Fairlie R. W. et Robb A. M. (2007), « Why Are Black-Owned Businesses Less Successful than White-Owned Businesses? The Role of Families, Inheritances, and Business Human Capital », *Journal of Labor Economics*, vol. 25, pp. 289-323.

Garbinti B. (2014), « L'achat de la résidence principale et la création d'entreprise sont-ils favorisés par les donations et héritages ? », *Document de travail Insee-DESE* n° G2014-02.

Guiso L. et Jappelli T. (2002), « Private Transfers, Borrowing Constraints and the Timing of Homeownership », *Journal of Money, Credit and Banking*, vol. 34, n° 2, pp. 315-339.

Holtz-Eakin D., Joulfaian D. et Rosen H. S. (1994), « Sticking It Out: Entrepreneurial Survival and Liquidity Constraints », *Journal of Political Economy*, vol. 102, n° 1, pp. 53-75.

Hout M. et Rosen H. S. (2000), « Self-Employment, Family Background, and Race », *Journal of Human Resources*, vol. 35, n° 4, pp. 670-692.

Hurst E. et Lusardi A. (2004), « Liquidity Constraints, Household Wealth, and Entrepreneurship », *Journal of Political Economy*, vol. 112, n° 2, pp. 319-347.

Joulfaian D. et McGarry K. (2004), « Estate and Gift Tax Incentives and Inter Vivos Giving », *National Tax Journal*, vol. 57, n° 2, pp. 429-444.

Joulfaian D. et Wilhelm M. O. (1994), « Inheritance and Labor Supply », *Journal of Human Resources*, vol. 29, n° 4, pp. 1205-1234.

Laferrière A. (1998), « Devenir travailleur indépendant », *Économie et statistique*, n° 319, pp. 13-28.

Lindh T. et Ohlsson H. (1998), « Self-Employment and Wealth Inequality », *Review of Income and Wealth*, vol. 44, n° 1, pp. 25-42.

Maller R. A. et Zhou X. (1996), *Survival Analysis with Long-term Survivors / Ross A. Maller and Xian Zhou*. Wiley, Chichester, New York.

McGarry K. (2001), « The Cost of Equality: Unequal Bequests and Tax Avoidance », *Journal of Public Economics*, vol. 79, n° 1, pp. 179-204.

Piketty T. (2011), « On the Long-Run Evolution of Inheritance: France 1820-2050 », *The Quarterly Journal of Economics*, vol. 126, n° 3, pp. 1071-1131.

Poterba J. (1998), « Estate and Gift Taxes and Incentives for Inter Vivos Giving in the United States », *Working Paper* 6842, National Bureau of Economic Research.
Prentice R. L. et Gloeckler L. A. (1978), « Regression Analysis of Grouped Survival Data with Application to Breast Cancer Data », *Biometrics*, vol. 34, n° 1, pp. 57-67.

Schmidt P. et Witte A. D. (1989), « Predicting Criminal Recidivism Using “Split Population” Survival Time Models », *Working Paper* 2445, National Bureau of Economic Research.

Spilerman S. et Wolff F. C. (2012), « Parental Wealth and Resource Transfers: How they matter in France for home ownership and Living Standards ? », *Social Science Research*, vol. 41, n° 2, pp. 207-223.

Wolff F.-C. (2013), *L'impact économique des transferts familiaux. La France face au vieillissement*, J.-H. Lorenzi et H. Xuan (éds.), Descartes & Cie, Paris, pp. 305-312.
FISCALITÉ DES DONATIONS ET SUCCESSIONS

Jusqu'au début des années 1940, lors d'un décès, l'admi-
nistration fiscale ne demande pas que les donations pré-
cédemment effectuées par un défunt soient ajoutées au
patrimoine restant lors du décès (Le lecteur intéressé par
une perspective historique plus détaillée pourra se référer
à Garbinti, 2014). Ce n'est qu'avec la loi du 14 mars 1942
qu'est imposé le « rappel des donations antérieures » lors
de l'ouverture d'une succession : les donations antérieu-
rement transmises par le défunt sont alors réintégrées au
patrimoine transmis lors du décès afin d'être prises en
compte dans le calcul de l'impôt à acquitter.

La loi de finances pour l'année 1992 adoptera une dis-
position visant à inciter aux donations. À partir de cette
date, les donations effectuées plus de 10 ans avant le
décès du donateur ne seront pas rapportées à la suc-
cession de celui-ci. Concrètement cela signifie que si
une donation a lieu plus de 10 ans avant un décès, le
montant qui a été transmis n'est pas rajouté à l'actif suc-
cessoral et l'abattement qui s'est déjà appliqué lors de
la donation s'applique à nouveau lors de la succession.
Cette disposition permet donc de bénéficier plusieurs
fois des divers abattements. Ce délai de non-rappel n'a
varié de sa durée initiale que trois fois : entre 2006 et
2011 il est passé à 6 ans, en 2011 il est revenu à 10 ans
puis à partir de 2012 il est désormais fixé à 15 ans.

La loi du 14 avril 1952 introduit la notion d'abattement
dans le système fiscal lié aux successions. Désormais,

une partie du patrimoine transmis est net d'impôt. Au
moment de son instauration, cet abattement concerne
la totalité de l'actif transmis. Il est majoré en fonction du
nombre d'enfants et d'ascendants à charge du défunt
ou du donateur. La loi du 28 décembre 1959, appliquée
à partir de 1960, individualise cet abattement. C'est ce
régime qui prévaut encore aujourd'hui : l'abattement est
appliqué sur la part héritée (par donation ou succession)
et dépend du lien de parenté. Depuis cette date, le mon-
tant de l'abattement a été plusieurs fois modifié.

Pour les donations et successions, il existe différents
abattements qui varient en fonction des degrés de
parenté. Ces abattements représentent les montants qui
peuvent être transmis nets d'impôt (tableau A1).

Les montants des abattements ont été considéra-
blement augmentés par la loi en faveur du travail, de
l'emploi et du pouvoir d'achat (loi TEPA) du 21 août
2007. Cette loi a modifié de nombreuses dispositions
relatives aux donations et successions. Elle a exonéré
de droits de succession les conjoints survivants, qu'ils
soient mariés ou pacsés, et a relevé les abattements qui
existaient pour les donations et successions. L'un des
relèvements les plus importants concernait les transmis-
sions vers les enfants : l'abattement qui était jusqu'alors
de 50 000 euros (par enfant et par parent) fut multiplié
par trois et porté à 150 000 euros. Depuis août 2012, il
est de 100 000 euros.

<table><caption>Tableau A1
Abattements en 2011 et 2012</caption>
  <caption>en euros</caption>
  <thead>
    <tr>
      <th>Lien de parenté</th>
      <th>Abattement 2011</th>
      <th>Abattement 2012<br>(à compter du 18 août)</th>
    </tr>
  </thead>
  <tbody>
    <tr>
      <td>Enfant</td>
      <td>159 325</td>
      <td>100 000</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Ascendant</td>
      <td>159 325</td>
      <td>100 000</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Personne handicapée</td>
      <td>159 325</td>
      <td>159 325</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Époux (marié ou PACS)</td>
      <td>80 724</td>
      <td>80 724</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Petit-enfant</td>
      <td>31 865</td>
      <td>31 865</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Frère / Sœur</td>
      <td>15 932</td>
      <td>15 932</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Neveu / Nièce</td>
      <td>7 967</td>
      <td>7 967</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Arrière petit-enfant</td>
      <td>5 310</td>
      <td>5 310</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Tous les autres</td>
      <td>1 594</td>
      <td>1 594</td>
    </tr>
    <tr>
      <td colspan="3">Dons de sommes d'argent</td>
    </tr>
    <tr>
      <td colspan="3">Si les donateurs ont moins de 80 ans et les donataires sont majeurs</td>
    </tr>
    <tr>
      <td>Enfant, petit-enfant, arrière-petit-enfant ou,<br>à défaut d'une telle descendance, neveu ou nièce</td>
      <td>31 865</td>
      <td>31 865</td>
    </tr>
  </tbody>
</table>
<table><caption>Tableau A2
Taux d'imposition des donations et successions en 2012</caption><thead><tr><th>Fraction de la part nette taxable après abattement (en euros)</th><th>Taux (en %)</th><th>Fraction de la part nette taxable après abattement (en euros)</th><th>Taux (en %)</th></tr></thead><tbody><tr><td colspan="2">Ligne directe (enfants, petits-enfants, parents et grands-parents)</td><td colspan="2">Donations entre époux et partenaires d'un PACS</td></tr><tr><td>entre 8 072 et 12 109</td><td>10</td><td>entre 8 072 et 15 932</td><td>10</td></tr><tr><td>entre 12 109 et 15 932</td><td>15</td><td>entre 15 932 et 31 865</td><td>15</td></tr><tr><td>entre 15 932 et 552 324</td><td>20</td><td>entre 31 865 et 552 324</td><td>20</td></tr><tr><td>entre 552 324 et 902 838</td><td>30</td><td>entre 552 324 et 902 838</td><td>30</td></tr><tr><td>entre 902 838 et 1 805 677</td><td>40</td><td>entre 902 838 et 1 805 677</td><td>40</td></tr><tr><td>&gt; 1 805 677</td><td>45</td><td>&gt; 1 805 677</td><td>45</td></tr><tr><td colspan="2">Entre frères et soeurs</td><td colspan="2">Autres</td></tr><tr><td>&le; 24 430</td><td>35</td><td>Entre parents jusqu'au 4<sup>e</sup> degré inclusivement</td><td>55</td></tr><tr><td>&gt; 24 430</td><td>45</td><td>Entre parents au-delà du 4<sup>e</sup> degré et personnes non-parentes</td><td>60</td></tr></tbody></table>

<footnote>Remarque : pour les décès survenus depuis le 22 août 2007, les conjoints survivants et les partenaires liés au défunt par un PACS sont exonérés des droits de succession.</footnote>
## LE SPLIT MODEL

Pour comprendre la manière dont le split model fonctionne, on peut distinguer deux cas en fonction de ce que l'on observe dans les données. On se restreindra, dans la discussion ci-dessous, au cas de l'achat de la résidence principale tout en sachant que pour la création d'entreprise, le raisonnement est parfaitement identique.

Si l'on observe un achat, alors nécessairement il s'agit d'une personne ou d'un ménage qui faisait partie de la population potentiellement intéressée. Cette sous-population représente une proportion $1 - \pi$ de la population totale (cf. graphique B1). Si au moment de

l'enquête on n'observe pas d'achat, deux situations sont envisageables :

- soit l'individu fait partie de la sous-population des « locataires à vie », c'est-à-dire de ceux qui sous aucun prétexte ne souhaitent acquérir leur logement. Ces individus représentent une proportion $\pi$ de la population totale.

- soit l'individu fait partie de la sous-population de ceux qui sont potentiellement intéressés par l'achat de leur logement mais l'enquête est intervenue avant qu'il ne puisse acheter.

Ces différentes possibilités sont représentées dans le graphique B1.

<caption>Graphique B1</caption>

Une première description du "split model"

<figure><img src="image_20.png" /></figure>

Le modèle ainsi défini est estimé par maximisation de la vraisemblance. Pour écrire la vraisemblance, nous devons modéliser l'explication précédente. Pour cela, on introduit la variable $R_i$ qui vaut 1 si l'individu fait partie de ceux potentiellement intéressés par l'achat de leur résidence principale. Elle vaut 0 sinon. On note $T_i$ les différents âges auxquels un individu est observé avant qu'il n'achète son logement. $f_r$ désignera alors la fonction de densité de la variable d'âge observée pour ces individus et $S_r$ sa fonction de survie.

Afin de prendre en compte le fait que les données ne couvrent pas la totalité de la vie des individus étudiés, on introduit l'indicatrice $\delta_i$ qui vaut 1 lorsque la variable $T_i$ n'est pas « censurée » c'est-à-dire lorsque l'individu $i$ est suivi jusqu'à ce qu'il achète son logement. Elle vaut 0 sinon. Si l'on observe l'âge $t_i$ auquel l'individu achète son logement (on a $T_i = t_i$), on est alors nécessairement dans le cas d'un individu qui était potentiellement intéressé par l'achat ($R_i = 1$) et pour lequel $T_i$ n'est pas censurée ($\delta_i = 1$). Si l'on note $C_i$, l'âge de l'individu au moment de l'enquête, puisque l'individu $i$ a acheté son logement avant l'année de l'enquête on a $T_i \le C_i$. La probabilité associée à cet évènement est donc :

$$P(T_i = t_i, \delta_i = 1 | X_i) = P(T_i = t_i, T_i \le C_i, R_i = 1 | X_i) \quad (1)$$

$$= \frac{P(R_i = 1) P(T_i = t_i, T_i \le C_i | R_i = 1, X_i)}{(1-\pi) f_r(t_i, \beta | X_i) G_c(t_i)} \quad (2)$$

où $G_c$ désigne la fonction de répartition de la variable C et $\beta$ le vecteur des paramètres à estimer. Puisque l'année de l'enquête (et donc l'âge $C_i$ de la censure) intervient indépendamment du fait que l'individu ait acheté son logement, on peut considérer que la variable C est indépendante de la variable T et qu'elle n'apporte pas d'information sur les coefficients $\beta$.

Si pour tout le passé de l'individu $i$ et jusqu'à l'âge $t_i$ où il est enquêté aucun achat n'a été observé, on retrouve les deux cas envisagés précédemment que l'on va à présent formaliser afin d'obtenir l'écriture de la vraisemblance du modèle.

- soit l'individu fait partie de la sous-population des « locataires à vie » et alors $R_i = 0$

- soit l'individu fait partie de la sous-population de ceux qui sont potentiellement intéressés par l'achat de leur
logement ($R_i = 1$) mais l'enquête est intervenue avant qu'il ne puisse acheter : la variable $T_i$ est donc « censurée » ($\delta_i = 0$ et $T_i > C$) et on observe uniquement l'âge de l'individu au moment de l'enquête, c'est-à-dire : $C_i = t_i$. Avec le même formalisme que précédemment et en introduisant $g_c$ la fonction de densité de la variable C, on a alors la probabilité suivante :

$$P(T_i = t_i, \delta_i = 0 | X_i) = \frac{P(R_i = 0)}{\pi} + \frac{P(C_i = t_i, T_i > C_i, R_i = 1 | X_i)}{(1-\pi)S_r(t_i, \beta | X_i)g_c(t)} \quad (3)$$

Ces différents sous-cas sont détaillés dans le graphique B2.

Tous les éléments sont alors réunis pour écrire la vraisemblance du modèle (d'où l'on peut exclure $G_c$ et $g_c$

puisque la procédure d'estimation est une maximisation de la log-vraisemblance par rapport à $\beta$ et les termes $G_c$ et $g_c$ sont constants par rapport à $\beta$ :

$$ \begin{aligned} L_i(T_i = t_i, \delta_i / \pi, \beta) &= [(1 - \pi)f_r(t_i, \beta)]^{\delta_i} [\pi + (1 - \pi)S_r(t_i, \beta)]^{1 - \delta_i} \\ &= [(1 - \pi)\lambda_r(t_i, \beta)S_r(t_i - 1, \beta)]^{\delta_i} [\pi + (1 - \pi)S_r(t_i, \beta)]^{1 - \delta_i} \\ &= [(1 - \pi)\lambda_r(t_i, \beta) \prod_{t=1}^{t_i-1} (1 - \lambda_r(t, \beta))]^{\delta_i} [\pi + (1 - \pi) \prod_{t=1}^{t_i} (1 - \lambda_r(t, \beta))]^{1 - \delta_i} \end{aligned} $$

Dans le cadre du modèle à hasards proportionnels et temps discret dans lequel on se place, la paramétrisation de $\lambda_r$ est immédiate : il s'agit de la fonction « log log complémentaire ».

<figure><img src="image_21.png" /><figcaption>Graphique B2
Modélisation du split model</figcaption></figure>
# HÉRITAGES ET DONATIONS REÇUS PAR LE CONJOINT

Pour l'achat immobilier, les donations perçues par leur conjoint présentent un profil assez similaire à celles reçues par la personne de référence (graphique C1) : l'année de réception la plus représentée est celle où l'achat a lieu. Les héritages reçus ont un profil différent, encore plus concentré

après l'achat que celui des personnes de référence. De plus, à la différence des héritages reçus par les personnes de référence, l'année de l'achat n'est pas l'année la plus fréquente où l'héritage est perçu. Seuls 3 % des héritages perçus par les conjoints l'ont été l'année de l'achat.

## Graphique C1

### Délai entre donation/héritage reçus par le conjoint et achat de la résidence principale

#### (a) Délai entre donation reçue par le conjoint et achat de la résidence principale

<figure><img src="image_22.png" /></figure>

Lecture : 15 % des conjoints qui ont reçu un don l'ont reçu l'année de l'achat, 10 % l'année précédant l'achat et 6 % deux ans auparavant.

Champ : ménages propriétaires dont le conjoint a reçu un don.

Source : échantillon enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_23.png" /></figure>
Graphique C1 (suite)

(b) Délai entre héritage reçu par le conjoint et achat de la résidence principale

<figure><img src="image_24.png" /></figure>

Lecture : 3 % des conjoints qui ont reçu un héritage l'ont reçu l'année de l'achat, 2 % l'année précédant l'achat.

Champ : ménages propriétaires dont le conjoint a reçu un héritage.

Source : échantillon enquête Patrimoine 2009-2010.

Graphique C2

Délai entre donation/héritage reçus par le conjoint et création/reprise d'entreprise

(a) Délai entre donation reçue par le conjoint et création/reprise d'entreprise

<figure><img src="image_25.png" /></figure>

Lecture : 7 % des conjoints qui ont reçu un don l'ont reçu l'année de la création (ou de reprise) et 4 % l'année précédant la création.

Champ : créateurs/repreneurs d'entreprise dont le conjoint a reçu un don.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.

<figure><img src="image_26.png" /></figure>
Graphique C2 (suite)

(b) Délai entre héritage reçu par le conjoint et création/reprise d'entreprise

<figure><img src="image_27.png" /></figure>

Lecture : 10 % des conjoints qui ont reçu un héritage l'ont reçu l'année suivant la création (ou la reprise).

Champ : créateurs/repreneurs d'entreprise dont le conjoint a reçu un héritage.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.
LINÉARISATION DU MODÈLE DE DURÉE

Instrumenter un modèle de durée pose plusieurs pro-
blèmes. En particulier, ici, il s'agit d'instrumenter, dans
un modèle non-linéaire, une variable dichotomique (le
fait de recevoir un don) par une variable positive, discrète
et à support fini. À notre connaissance, dans une telle
situation, il n'existe pas de solution. Dans un souci de
simplicité et de transparence, nous avons donc décidé
de linéariser le modèle afin d'instrumenter la forme
linéaire obtenue. En effet, dans ce cadre linéaire de don-
nées panélisées, l'instrumentation d'une variable dicho-
tomique s'effectue de manière classique. Le modèle que
l'on instrumente est alors :

$$
A_{i,t} = \delta D_{i,t} + \gamma X_{i,t} + \sum_{j=1}^{T} \alpha_j \cdot 1_{t=t_j} + u_{i,t} \quad (4)
$$

où $A_{i,t}$ est la variable binaire qui indique la décision d'acheter d'un individu $i$ lors d'une année $t$. De même que pour le modèle de durée précédent, $D_{i,t}$ vaut 1 lorsqu'une donation a déjà été reçue en $t$, $X_{i,t}$ désigne les variables de contrôle, $1_{t=t_j}$ l'indicatrice qui vaut 1 si $t = t_j$ et $u_{i,t}$ est le terme d'erreur. Ce modèle sera estimé comme un modèle de données de panel (puisque l'on suit le même individu sur plusieurs années) avec effet aléatoire. L'instrumentation par une variable qui, pour chaque individu, est fixe à travers le temps, ne permet pas l'utilisation d'un modèle à effet fixe.

Un dernier point mérite d'être mentionné. Le modèle (4) est un modèle de probabilité linéaire. Les coefficients obtenus n'y ont pas la même interprétation que ceux obtenus dans un modèle de durée. Dans un modèle de probabilité linéaire, par exemple, le coefficient devant une variable binaire s'interprète comme l'écart entre la

probabilité lorsque cette variable vaut 0 et la probabilité
obtenue lorsque cette variable vaut 1. Afin de comparer
nos résultats avec ceux obtenus précédemment, nous
devons nous ramener à des grandeurs comparables.
Ceci permettra notamment de s'assurer de la qualité de
cette approximation linéaire. Pour cela, une fois obte-
nue l'estimation des différents coefficients (δ, γ et les αj),
il est nécessaire de calculer la probabilité instantanée
d'acheter avec et sans donation. Ce calcul de probabi-
lité peut se faire pour chaque âge (chaque valeur de t).
Par souci de lisibilité, on présentera les résultats obte-
nus seulement pour les âges de 30, 40, 50 et 60 ans
(La totalité des coefficients calculés est en annexe de
Garbinti, 2014).

Pour s'assurer que l'estimation du modèle linéarisé
(non instrumenté) aboutit à des conclusions identiques
à celles du modèle de durée précédemment utilisé, on
compare les résultats obtenus par ces deux modèles.
Les estimations obtenues pour l'effet du don (tableau 6)
par le modèle non instrumenté sont très proches du 1,6
obtenu dans le modèle de durée sans hétérogénéité.
La moyenne de tous les coefficients obtenus est de
1,5. L'approximation s'avère donc de bonne qualité et
le modèle linéarisé est plus conservateur au sens où il
aboutit à des coefficients moins élevés. La comparaison
des probabilités cumulées (graphique D1) aboutit aux
mêmes conclusions.

Pour le modèle instrumenté, la statistique de 1re étape
est un indicateur de l'importance de la corrélation
entre l'instrument (le nombre de frères et sœurs) et la
variable instrumentée (le fait de recevoir une donation).
La valeur observée ici (24,1, cf. tableau 6) est suffisam-
ment élevée pour nous confirmer qu'il ne s'agit pas
d'un instrument faible.
Graphique D1

Comparaison des probabilités cumulées d'achat pour le modèle de durée et le modèle linéarisé non instrumenté

(a) en %

<figure><img src="image_28.png" /></figure>

Lecture : Si aucun don n'a été reçu, la probabilité d'avoir acheté sa résidence principale avant 40 ans est estimé à 54 % par le modèle de durée et à 58 % par le modèle linéarisé. Si un don a été reçu, elle est estimée à 70 % par le modèle de durée et à 68 % par le modèle linéarisé.

Champ : personnes de référence de moins de 80 ans n'ayant pas reçu en héritage ou en donation sa résidence principale.

Source : enquête Patrimoine 2009-2010.