# Durée passée en carrière et durée de vie en retraite :
quel partage des gains d'espérance de vie ?

Patrick Aubert, Simon Rabaté

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Patrick Aubert, Simon Rabaté. Durée passée en carrière et durée de vie en retraite : quel partage des gains d'espérance de vie ?. Economie et Statistique / Economics and Statistics, 2014, 474, pp.69-95. hal-05525185

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# Durée passée en carrière et durée de vie en retraite : quel partage des gains d'espérance de vie ?

Patrick Aubert * et Simon Rabaté **

Cet article étudie l'évolution du rapport entre la durée passée en carrière et la durée passée à la retraite pour les générations nées entre 1943 et 1990, à l'aide du modèle de microsimulation Destinie de l'Insee. Ces résultats sont confrontés à l'objectif de partage des gains d'espérance de vie à 60 ans entre la durée d'activité et la durée passée à la retraite, tel qu'il avait été formulé lors de la réforme des retraites de 2003, et qui visait à maintenir constant au fil des générations le rapport entre ces deux durées.

Les réformes de 2003, 2010 et 2014 ont un effet important en projection sur les âges de départ à la retraite des générations 1943-1990. Sans ces réformes, un peu plus des trois quarts des gains d'espérance de vie sur toute la période se seraient traduits en gains de durée de retraite. Avec l'effet cumulé de ces réformes, la hausse de la durée de retraite représente à peu près un tiers de la hausse projetée de l'espérance de vie entre les générations 1943 et 1990. Cette proportion est conforme à la cible formulée en 2003 mais elle tient aux effets combinés de l'allongement de la durée requise et du report des âges légaux – l'allongement seul aurait conduit à une hausse de la durée de retraite plus élevée, représentant plus de la moitié des gains d'espérance de vie.

Si l'allongement de la durée d'activité induit par les réformes de 2003, 2010 et 2014 ne garantit pas une égalisation stricte du rapport entre durée d'activité et durée de retraite, il en assure au moins une relative stabilité entre les générations nées entre 1943 et 1990, au sens où ce rapport de durée reste dans une fourchette de plus ou moins 5 % par rapport à la moyenne pour l'ensemble des générations. À l'intérieur de cette fourchette, certaines générations peuvent cependant paraître favorisées ou défavorisées, les conclusions pouvant, en outre, varier selon le sens assigné à la notion de carrière.

Codes JEL : H55, J26, J11.

Mots-clés : durée de tretraite, réforme des retraites, microsimulation.

<footnote>* Secrétariat général du COR. Insee et Crest au moment de la rédaction de cet article.</footnote>

<footnote>** Paris School of Economics (PSE). Insee et PSE au moment de la rédaction de cet article.</footnote>

<footnote>Les auteurs remercient Yves Guégano, Jean-Michel Hourriez, Malik Koubi, et Corinne Prost, ainsi que les deux rapporteurs anonymes, pour leur lecture et leurs commentaires. Ils remercient également l'ensemble des participants des séminaires scientifiques PSED (Paris, 2012) et du Forum Retraite (Bordeaux, 2012), et le jury du prix de l'Observatoire des retraites.</footnote>
L'augmentation tendancielle de l'espérance de vie aux âges élevés implique, à âge de départ à la retraite inchangé, une hausse de la durée pendant laquelle un individu perçoit une pension. Cette évolution, conjuguée à l'arrivée en retraite des générations du baby boom, induit une augmentation du rapport entre le nombre de retraités et le nombre de cotisants. Le maintien de l'équilibre financier du système impose donc d'en ajuster les paramètres, en France comme dans les autres pays développés.

Les disparités de durée de retraite d'une généra-
tion à l'autre peuvent également être examinées
du point de vue de l'équité entre ces générations.
Cette question complexe renvoie, au préalable,
à la définition des normes d'équité auxquelles
on se réfère. L'évolution de la durée passée à la
retraite relativement à la durée passée en acti-
vité s'inscrit dans la problématique plus globale
du partage du cycle de vie entre travail, loisir
et formation, et, historiquement, l'allongement
global de la durée de la vie n'a pas systéma-
tiquement été accompagné d'une hausse équi-
valente de ces trois dimensions<fnref n="1" />. Mais, à moins
que cela ne corresponde à un choix politique
explicite en lien avec les autres dimensions de

l'équité entre les générations, on peut s'inter-
roger sur le caractère « équitable » du fait que
certaines générations puissent bénéficier d'un
droit au loisir proportionnellement plus impor-
tant que les autres, *via* une durée de retraite qui
croîtrait rapidement.

Le partage du cycle de vie entre la durée d'activité et la durée de retraite est donc une question centrale à double titre pour le système de retraite: pour son équilibre financier et pour l'équité intergénérationnelle. Plus précisément, une hausse de la durée d'activité d'ampleur proportionnée aux gains d'espérance de vie à 60 ans pourrait être perçue comme l'une des réponses au déséquilibre financier induit par l'allongement de la durée de vie<fnref n="2" />, tout en permettant de garantir une plus grande équité entre les générations (cf. encadré 1).

Encadré 1

DURÉE DE RETRAITE ET ÉQUITÉ INTERGÉNÉRATIONNELLE

L'existence d'un système de retraite par répartition est fondée sur la confiance des différentes générations en la pérennité du système, sur le très long terme : un actif accepte de cotiser pour financer les retraites des générations précédentes dans la mesure où il sait que les générations futures feront de même pour sa propre retraite. La notion d'équité entre les générations est donc au fondement même du système de retraite français. Elle se traduit par l'objectif, parmi ceux donnés au système de retraite, d'un « traitement équitable au regard de la durée de la retraite comme du montant de leur pension, quels que soient [...] la génération à laquelle [les assurés] appartiennent » (article L.111-2-1 du code de la sécurité sociale).

Pour autant, tout comme l'équité au sens large, la
notion d'équité intergénérationnelle est difficile à
caractériser, et il n'y a pas de définition univoque et
consensuelle dans la littérature économique (Blanchet,
2008). Prise au sens le plus extrême, la recherche de
l'équité intergénérationnelle supposerait d'égaliser les
niveaux de bien-être globaux des générations suc-
cessives. Un tel objectif soulève d'abord la question
des critères à prendre en compte dans l'évaluation du
bien-être des individus, qui ne peuvent se résumer à
des critères purement monétaires (Stiglitz et al., 2009).

L'horizon intergénérationnel complexifie encore cette
approche. En effet, si la mesure du bien-être n'est pas
aisée, l'exercice devient périlleux sur le long terme. Aux
incertitudes sur l'évolution de la croissance s'ajoutent
les inconnues concernant par exemple la question de
la dette publique, de l'insertion sur le marché du tra-
vail, ou de l'environnement – en d'autres termes les
facteurs qui déterminent le contenu en bien-être de
la croissance, susceptibles d'influer fortement sur le
bien-être des générations futures. En outre, même en
présence d'indicateurs pertinents du bien-être, il n'est
pas forcément aisé d'opérer les transferts intertem-
porels de ressources qui permettraient de les égaliser
entre générations.

À défaut de pouvoir égaliser le bien-être global entre les générations – notion par nature multidimensionnelle –, on peut chercher à égaliser au moins certaines de ses dimensions, à savoir celles directement liées au système de retraite public. La modification en 2003 de la règle déterminant la durée d'assurance nécessaire pour obtenir le taux plein (cf. annexe 1) va dans ce sens, en posant comme objectif d'« assurer l'équité entre générations », au sens restreint de constance du rapport entre durée travaillée et durée de retraite. Si ce principe peut paraître naturel et a été présenté comme

<figure><img src="image_2.png" /></figure>

<footnote n="1">1. En effet, au cours du temps, la part consacrée à l'activité productive s'est fortement réduite (Marchand et al., 1999), au bénéfice d'un allongement des temps de formation et de loisir, notamment de retraite.</footnote>

<footnote n="2">2. Cet allongement ne réglerait toutefois pas toutes les difficul-
tés liées au vieillissement de la population, puisqu'il ne répond
pas au problème spécifique posé par la déformation de la pyra-
mide des âges liée aux fortes différences de taille entre les géné-
rations (notamment celles nées avant et après le baby boom).</footnote>
C'est cette logique qui a été mise en œuvre en France, notamment, dans la réforme des retraites de 2003. Cette réforme a formulé une règle de partage des gains d'espérance de vie à 60 ans<fnref n="3" /> entre durée d'activité (deux tiers) et durée de retraite (un tiers), de sorte à « stabiliser à horizon 2020 le rapport entre le temps de travail et le temps de retraite afin d'assurer la pérennité des régimes par répartition et l'équité entre générations »<fnref n="4" /> (cf annexe 1). Les différentes réformes n'ont pas toutes mis en avant un lien aussi précis entre âge de la retraite et espérance de vie, mais elles en ont partagé l'idée générale, quels que soient les leviers qu'elles ont mis en œuvre. Les deux principaux ont été la modification du nombre d'années de cotisation requises pour le départ à taux plein – mesures phares des réformes de 2003 et 2014 – ou bien

des bornes d'âge de liquidation – mesure phare de la réforme de 2010.

Dans une optique de suivi des politiques publiques, il est dès lors pertinent de se demander si les relèvements de l'âge moyen de départ à la retraite qui pourront effectivement découler de ces réformes sont en adéquation avec les objectifs affichés par le législateur. Certaines études économiques ont déjà tenté d'étudier l'évolution relative de l'espérance de vie, de la durée d'activité et de la durée de retraite. Ainsi,

## Encadré 1 (suite)

tel, dans quelle mesure permet-il de caractériser une situation d'équité entre les générations ? Il apparaît nécessaire de tenter d'expliciter au mieux les normes d'équité sous-jacentes à l'égalisation du rapport entre la durée de carrière et la durée de travail, de tenter de savoir ce que l'on égalise par ce partage des gains d'espérance de vie.

Ce principe de constance du rapport entre la durée passée en carrière et la durée passée en retraite semble pouvoir être rattaché à deux normes d'équité différentes.

Premièrement, le partage homothétique des gains d'espérance de vie peut être vu comme un moyen de rapprocher les taux de rendement interne -TRI- des générations successives, c'est-à-dire les taux d'actualisation, calculés pour chaque individu, qui égalisent ses cotisations versées et ses pensions reçues tout au long du cycle de vie. En effet, l'augmentation de l'espérance de vie conduit mécaniquement, toutes choses égales par ailleurs (taux de cotisations, niveaux de pensions, durée de carrière et âge de départ à la retraite), à une augmentation du rendement interne. Décaler l'âge de la retraite en proportion de l'augmentation de l'espérance de vie évite cet accroissement du TRI. Sous certaines hypothèses de profil de carrière salariale, il apparaît même que le maintien constant du rapport entre durée de carrière et durée de retraite correspond exactement à l'égalisation des taux de rendement internes, à taux de cotisation et niveaux de pensions inchangés. Notons toutefois que les insuffisances pratiques et théoriques de la norme d'égalisation des taux de rendements du système de retraite ont été soulignées dans la littérature (Fleurbaey, 2002 ; Blanchet, 2010) et que leur usage comme norme d'équité ne fait pas consensus en France (COR, 2013).

Deuxièmement, maintenir constant le rapport entre durée travaillée et durée de retraite peut s'interpréter comme un objectif d'équité qui chercherait à garantir à chaque génération un égal « droit au repos », c'est-à-dire une même proportion de la durée travaillée qui serait consacrée à une période de loisir après la vie professionnelle. Dans cette optique, le fait de se rapporter à la durée de carrière n'est qu'une possibilité parmi d'autres ; le droit au repos pourrait aussi, par exemple, être exprimé en proportion de la durée de vie totale. Notons qu'il pourrait également être exprimé en termes de durée de retraite en bonne santé, plutôt que de durée de retraite totale. L'idée d'un « droit au repos » est un élément implicite du système de retraite français, qui ne figure pas dans la législation, mais qui est présent dans les attentes des Français par rapport au système de retraite. Cette aspiration se traduit notamment par l'expression, dans les enquêtes d'opinion, d'une certaine impatience du départ à la retraite, pour pouvoir bénéficier d'une retraite le plus longtemps possible (Barthélémy et al. 2013). Si la durée de carrière n'augmente pas, la hausse de l'espérance de vie conduit mécaniquement à une augmentation de la durée passée en retraite au cours du temps, et les générations les plus récentes peuvent apparaître, de ce point de vue, privilégiées. Le maintien constant du rapport entre durée travaillée et durée de retraite peut donc être vu comme un moyen d'assurer un égal droit au repos à toutes les générations.

L'équité n'est envisagée dans cet article qu'entre les générations successives mais, quelle que soit la norme d'équité mise en avant, on peut, dans une perspective plus large, s'interroger sur les catégories d'assurés – y compris au sein des générations – entre lesquelles elle devrait être mesurée et analysée. Cette problématique de la norme d'équité au sein des générations ne sera pas traitée dans la suite de cet article.

<footnote n="3">3. Dans cette étude les gains d'espérance de vie considérés concernent systématiquement l'espérance de vie à 60 ans. Par simplification d'écriture, la mention « à 60 ans » sera omise dans la suite du document.</footnote>

<footnote n="4">4. Exposé des motifs de la loi n° 2003-775 du 21 août 2003 portant réforme des retraites.</footnote>
Buffeteau et Godefroy (2006) utilisent la première version du modèle Destinie de l'Insee pour projeter l'évolution relative de la durée de retraite et de la durée de vie au travail (défini comme l'écart entre l'âge de départ en retraite et l'âge de fin d'étude), et trouvent que le ratio entre retraite et travail augmente au cours du temps. Une étude de la Cnav, reprise dans le rapport pour la Commission des Comptes de la Sécurité sociale (CCSS) de 2011, utilise le modèle de microsimulation Prisme pour comparer le partage des gains d'espérance de vie entre travail et retraite à l'objectif de deux tiers/un tiers prévu par le législateur. Selon ces simulations, le partage visé par le législateur est globalement atteint pour les générations 1951-1970 (CCSS, 2011). Ces deux études présentent cependant chacune certaines limites : l'étude de Buffeteau et Godefroy ne porte ainsi que sur la situation avant la réforme de 2010, et celle de la CCSS ne porte que sur les assurés du régime général avant la réforme de 2014.

La présente étude propose une approche similaire, à l'aide du modèle de microsimulation Destinie 2 de l'Insee. Après avoir présenté l'évolution de l'âge de départ à la retraite obtenue dans nos simulations sous l'effet des réformes de 2003, 2010 et 2014, nous étudions le partage des gains d'espérance de vie entre durée de retraite et durée de carrière qui en découle. Dans un premier temps, nous nous concentrons sur l'évolution relative de l'espérance de vie et de la durée de retraite, puis nous étudions l'évolution de la durée d'activité et du ratio entre la durée travaillée et la durée de retraite.

Les résultats complètent ceux des études antérieures, en reposant sur d'autres choix de modélisation et une législation plus récente. En outre, dans les précédentes études, l'évolution de la durée d'activité était traitée de manière secondaire, alors que l'évolution des trajectoires professionnelles au fil des générations est également décisive dans le partage des gains d'espérance de vie entre activité et retraite. L'augmentation de l'âge de fin d'étude au cours du temps et la difficulté croissante de l'intégration des jeunes sur le marché du travail (Bontout et Brun, 2009) changent le profil des carrières au cours du temps. Mettre l'accent sur la durée de carrière obligera à tenir compte du fait que cette notion n'a pas de définition univoque, l'analyse de l'évolution de la durée d'activité d'une génération à l'autre dépendra donc de la définition adoptée (cf. Conseil d'Orientation des Retraites (COR), 2012).

Rappelons que les résultats présentés dans cet article reposent sur un certain nombre d'hypothèses soit inhérentes à tout exercice de projection (hypothèses de croissance) soit spécifiques à l'approche par microsimulation (hypothèses de comportements individuels, de trajectoires professionnelles, etc.). La sensibilité des résultats à ces hypothèses constitue donc un facteur d'incertitude qui, comme pour tout exercice de projection, doit être gardé en mémoire lors de l'interprétation de ces résultats.

## L'impact des réformes sur les âges de départ en retraite

Comme pour toute étude basée sur les résultats de simulations prospectives, un certain nombre de choix de modélisation ont été faits, qui s'ajoutent aux hypothèses internes du modèle Destinie (cf. encadré 2).

## Une hypothèse de départ au taux plein, sous quatre scénarios législatifs

Le comportement de départ en retraite est modélisé par une hypothèse de départ au taux plein : la liquidation a ainsi lieu lorsque l'individu atteint la durée requise pour le taux plein cible ou l'âge d'annulation de la décote (ou l'âge d'ouverture des droits s'il est invalide ou reconnu comme inapte).

Cette hypothèse importante mérite d'être discutée plus en détail. Elle est cohérente avec le point de vue du législateur, pour qui l'âge du taux plein (plus précisément l'âge auquel on peut liquider ses droits à la retraite sans décote ni surcote) constitue l'âge « normatif » du système de retraite – des déviations par rapport à l'hypothèse du départ au taux plein étant considérées comme relevant de la discrétion des individus. Ce qualificatif de normatif peut ne pas aller de soi, notamment depuis la réforme de 2003, qui a mis en avant la « liberté de choix » des assurés en matière d'âge de départ à la retraite. Néanmoins, un statut particulier continue implicitement d'être donné au taux plein dans les formules de calcul des retraites. Ce calcul est effectué sous l'hypothèse d'un départ à ce taux plein. Les montants offerts aux autres âges ne sont exprimés qu'en référence à ce montant « au taux plein », par l'application d'un coefficient de minoration (décote) ou de majoration (surcote). Ceux-ci sont calibrés depuis 2003 pour
approcher une neutralité actuarielle à la marge, mais la loi n'a pas opté pour le mode de présentation totalement neutre qui aurait exprimé le barème complet des montants de retraite à tous les âges de liquidation possibles, sans mettre un âge particulier en avant.

C'est sur ce constat qu'on s'appuiera ici pour qualifier d'âge normatif l'âge de départ dans les conditions du taux plein. C'est ce même constat qui explique que ce soit sur cet âge que tend à se focaliser le pilotage du système de retraite. En outre, l'hypothèse de départ au taux plein peut se justifier empiriquement par le fait que cette modélisation s'avère assez proche des comportements observés des individus – même si ce constat est susceptible de moins se vérifier à l'avenir.

Dans le but d'étudier les effets successifs des réformes récentes, quatre scénarios sont présentés et comparés.

Le premier est un scénario contrefactuel (scénario « CF ») qui correspond à la situation où les paramètres de retraite seraient restés stabilisés à leurs valeurs atteintes pour la génération née en 1943 : durée requise pour le taux plein égale à 40 années, âge minimal d'ouverture des droits

de 60 ans et âge d'annulation de la décote de 65 ans<fnref n="5" />. Ce scénario contrefactuel constituera la référence à laquelle les autres scénarios seront comparés : les évolutions entre générations observées dans ce scénario traduisent en effet les seuls effets des différences de carrière, liés notamment aux évolutions des âges d'entrée dans la vie active.

Un deuxième scénario correspond à la législation de 2003, mais en faisant l'hypothèse que la règle d'augmentation de la durée requise pour le taux plein est prolongée au-delà de l'horizon 2020 qui avait été prévu par cette loi, pour atteindre 44 années pour la génération 1990 (cf. annexes 1 et 2). Ce scénario (dit scénario « 2003+partage EV<fnref n="6" />») permet d'illustrer l'effet d'une application « pure » de la règle mathématique formulée dans cette loi de 2003, qui lie ajustement de la durée requise pour le taux plein et gains d'espérance de vie après 60 ans.

## Encadré 2

### LE MODÈLE DE MICROSIMULATION DESTINÉE

Le modèle Destinie (modèle Démographique Économique et Social de Trajectoires Individuelles slmuléEs) est un modèle de microsimulation dynamique développé et géré par l'Insee, dont l'objectif principal est la projection à long terme des retraites. Il a déjà été mobilisé, depuis le milieu des années 1990, pour un grand nombre d'analyses publiées par l'Insee, soit dans la première version du modèle, soit dans sa nouvelle version (« Destinie 2 ») développée dans la seconde moitié des années 2000 (voir Blanchet et al., 2011, et Bachelet et al., 2014, pour une présentation détaillée du modèle). Il permet de simuler le devenir d'un ensemble de personnes constituant un échantillon représentatif de la population française.

Il est organisé en deux blocs. Un premier module génère les biographies familiales (unions, séparations, naissances et décès) et professionnelles ( périodes d'emploi, de chômage, d'inactivité, évolutions individuelles de salaires). Les carrières sont reconstituées jusqu'en 2009 à partir des calendriers rétrospectifs d'activité renseignés par les répondants à l'année « Patrimoine » de 2009-2010, puis projetées au-delà de 2009 et jusqu'à l'année 2060 grâce à des

techniques de microsimulation. Un second module modélise les départs en retraite et calcule les montants de retraite en fonction de l'âge de départ. Ce module, flexible, permet, sur une population de personnes aux caractéristiques fixes et entièrement connues, d'analyser diverses variantes de législation et de comportement de départ en retraite.

La liquidation de la retraite peut se faire selon différentes hypothèses de comportement : départ quand le taux plein est atteint, quand un niveau de pension cible est atteint, quand un âge de départ cible est atteint, ou sur la base d'arbitrages (instantanés ou intertemporels) entre travail et loisir (modèle de type Stock and Wise).

Le modèle de simulation Destinie 2 intègre une grande partie de la législation du régime de retraite, jusqu'à 2014. Le cadre de référence macroéconomique retenu est celui du scénario dit « B » des dernières projections du Conseil d'Orientation des Retraites (2012), avec une croissance de la productivité à long terme de 1,5 % par an et un chômage se stabilisant à 4,5 %.

<footnote n="5">5. On suppose toutefois, dans ce scénario, que la convergence de la durée pour le régime général et la fonction publique a toujours bien lieu (pour la fonction publique, la durée requise pour le taux plein atteint 40 ans puis reste fixe à partir de la génération 1949). Le scénario intègre en outre les possibilités, ouvertes à partir de 2004, de départ anticipé à la retraite au titre des carrières longues.</footnote>

<footnote n="6">6. Partage du gain d'espérance de vie (entre activité et retraite), cf. supra.</footnote>
Enfin, deux scénarios intègrent tout ou partie des mesures intervenues depuis 2003 : le décalage des bornes d'âge introduit par la loi de 2010, l'accélération de sa montée en charge décidée en 2011, le décret du 2 juillet 2012 étendant les possibilités de départ anticipé pour carrière longue, et enfin la réforme des retraites de 2014. Ces deux scénarios se distinguent par le sentier d'évolution de la durée d'assurance requise pour le taux plein : le scénario « Lég. 2014 », applique la règle d'augmentation effectivement prévue par la réforme de 2014, à savoir une augmentation stabilisée à 43 ans à partir de la génération 1973, alors que le scénario « 2014+partage EV » conserve la règle de partage du scénario « 2003+partage EV » en ne retenant donc que les autres aspects des réformes conduites depuis 2003, dont bien sûr le décalage des bornes d'âge introduit en 2010 (cf. annexe 2).

C'est la comparaison des scénarios « CF », « 2003+partage EV » et « 2014+partage EV » qui permet la comparaison la plus pure des deux principaux leviers mis en œuvre par les réformes. La comparaison des deux premiers mesure l'impact de la règle mathématique de partage des gains d'espérance de vie. La comparaison des deux derniers montre l'effet du relèvement des bornes d'âge. Le scénario « Lég. 2014 » constitue pour sa part un second point de référence qui complète ces trois scénarios théoriques : il donne les évolutions attendues au vu de la législation actuelle mais les comparaisons se feront principalement entre les trois autres scénarios.

On précise que les scénarios « 2014+partage EV » et « Lég. 2014 » intègrent aussi des effets sur les trajectoires d'activité qui ne se limitent pas à l'effet mécanique des liquidations plus tardives. Dans la version que mobilise cet article, le modèle Destinie fait l'hypothèse que le décalage de l'âge minimal d'ouverture des droits modifie l'ensemble des transitions d'activité observées en fin de carrière, selon le mécanisme de l'effet « horizon ». L'idée est que le système de retraite peut avoir une influence sur les comportements d'activité en fin de carrière, dès lors que ces derniers sont, au moins en partie, déterminés par l'horizon de la retraite (Hairault et al., 2006; Aubert, 2013).

Pour lisser les résultats, qui sont assez bruités avec Destinie, du fait de la taille relativement réduite de l'échantillon, nous présentons tous les résultats sous forme de moyennes mobiles sur 3 ans. La perspective étant purement

intergénérationnelle, nous ne différencions pas selon les régimes de retraite et présentons des moyennes agrégées par génération pour tous les individus présents dans l'échantillon. L'âge de référence est l'âge de la première liquidation (pour les polypensionnés).

Le graphique I - A présente l'évolution de l'âge moyen de départ à la retraite pour les générations 1940-1990. Avec des paramètres de retraite stabilisés à partir de 2003 (scénario « CF »), l'âge de départ en retraite augmenterait régulièrement entre la génération 1950 et la génération 1990 (+1,3 ans, de 60,6 à 61,9 ans), sous l'effet de l'évolution des trajectoires de carrière : à âge donné, moins de périodes sont validées à cause d'une entrée plus tardive et d'une insertion plus difficile sur le marché du travail (cf. graphique II). L'application de la règle d'augmentation de la durée requise pour le taux plein formulée en 2003 (scénario « 2003+partage EV ») aurait un effet important sur l'âge de départ à la retraite, qui augmenterait de manière régulière (+2,6 ans entre les générations 1950 et 1990, de 60,6 à 63,2 ans). Enfin, le relèvement des bornes d'âges du système de retraite accentue encore cette hausse. Dans le scénario « 2014+partage EV », cette hausse est de 3,9 ans sur toute la période, pour un âge de départ à la retraite moyen autour de 64,7 ans en fin de projection. Cela correspond à un âge de départ légèrement supérieur à ce que l'on obtient avec la législation actuelle (64,4 ans en fin de projection dans le scénario « Lég. 2014 »), du fait d'une durée d'assurance requise pour le taux plein qui n'augmente plus à partir de la génération 1973. La hausse est particulièrement marquée parmi les générations touchées par la montée en charge de la réforme de 2010, qui connaissent une hausse rapide des paramètres légaux d'âge de la retraite (les générations 1951 à 1955)<fnref n="7" />.

## Des impacts différenciés entre hommes et femmes

L'évolution est assez différenciée entre les hommes et les femmes (cf. graphique I - B) : l'augmentation de l'âge de liquidation est un peu plus forte pour les hommes que pour les

<footnote n="7">7. La stabilisation de l'âge moyen de retraite, simulée entre les générations 1955 à 1960, et suivie d'une forte augmentation simulée jusqu'à la génération 1970, semble liée à l'aléa d'échantillonnage dans l'enquête Patrimoine, qui fournit l'échantillon du modèle Destinie. En effet, le même profil heurté s'observe pour l'âge de fin d'étude dans l'échantillon du modèle, alors que les évolutions apparaissent en réalité plus lissées dans d'autres sources statistiques (cf. Bachelet et al., 2014, page 18).</footnote>
femmes. Ainsi, avec la règle de 2003 i.e le scénario « 2003+partage EV » (resp. avec la réforme de 2010 i.e. le scénario « 2014+partage EV »), l'augmentation sur la période est de l'ordre de +2,8 (resp. +4,2) ans pour les

hommes, contre +1,7 (resp. +3,4) ans pour les femmes. Cette différence est sensible, au point que l'écart entre âges de départ à la retraite moyens s'inverse au fil du temps : avec l'application de la règle de 2003 et sans décalage

Graphique I

Âges moyens de liquidation (hypothèse de départ au taux plein)

A - Ensemble

<figure><img src="image_3.png" /></figure>

B - Par sexe : hommes (à gauche) et femmes (à droite)

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

Lecture : A : pour la génération 1965, l'âge moyen de départ à la retraite est de 61,9 ans dans le scénario «2003+partage EV». B : pour la génération 1965, l'âge moyen de départ à la retraite pour les femmes est de 61,8 ans dans le scénario «2003+partage EV» et de 63,6 ans dans le scénario «20014+partage EV».

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle de microsimulation Destinie 2 de l'Insee.
des bornes d'âge, pour la génération 1943, les femmes partirait en moyenne environ 6 mois plus tard que les hommes ; pour la génération 1985, les femmes partirait environ 5 mois plus tôt que les hommes.

Cette différence entre les hommes et les femmes s'explique à la fois par une évolution distincte des trajectoires de carrière et par des effets dif- férenciés des réformes.

Tout d'abord, nous observons des évolutions opposées des profils de carrières en projection. Pour les hommes une hausse régulière de l'âge de fin d'étude et une moins bonne intégration sur le marché du travail vont dans le sens d'une diminution de la durée validée pour la retraite, à âge donné (Rapoport, 2009). Au contraire, pour les femmes, une meilleure intégration sur le marché du travail, à laquelle s'ajoutent l'effet de la majoration de durée d'assurance (MDA) pour enfants<fnref n="8" /> et la montée en charge de l'assu- rance vieillesse de parents au foyer (AVPF), augmentent la durée validée à âge donné (cf. graphique II). Ainsi, à partir de la génération 1961, la durée validée à 60 ans des femmes rejoindrait celle des hommes. En l'absence de réforme, l'âge moyen de départ à la retraite des hommes augmenterait donc plus vite que celui des femmes (cf. graphique I - B : + 1,5 an

contre + 1,1 an dans le scénario « contrefac- tuel » entre les générations 1940 et 1989).

En outre, comme le montre le graphique I - B, les diverses modifications des paramètres de retraite ont des effets différents sur les hommes et les femmes. L'application de la règle de 2003 a un effet plus prononcé pour les hommes que pour les femmes : l'écart entre le scéná- rio « 2003+partage EV» et le scénario contre- factuel est plus important pour les hommes (0,75 ans contre 0,6 ans pour les femmes en fin de projection). Comme souligné par Bozio (2011), l'effet agrégé d'une augmentation de la durée d'assurance requise pour le taux plein dépend des fonctions de répartition des durées atteintes à 60 ans. Les personnes qui ont déjà validé assez de trimestres à 60 ans, ou qui à l'inverse ne pourront de toute façon pas valider assez de trimestres pour partir avant l'âge d'an- nulation de la décote, ne sont pas concernées par l'augmentation de la durée d'assurance requise pour le taux plein. Or, les femmes sont, parmi les générations récentes, sensiblement

<figure><img src="image_5.png" /><figcaption>Graphique II
Durées validées à 60 ans, moyennes par génération</figcaption></figure>

Lecture : la durée validée moyenne à 60 ans (y compris, pour les femmes, les majorations de durées d'assurance pour enfants) pour la génération 1965 est de 38,6 ans pour les hommes et de 38 ans pour les femmes.

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2, scénario « Lég. 2014 ».

<footnote n="8">8. Dans les simulations, on a retenu l'hypothèse que les tri- mestres de majoration de durée d'assurance (MDA) pour enfant resteraient exclusivement attribués aux femmes. En pratique, pour les enfants nés après le 1er janvier 2010, l'une des deux années de MDA peut être attribuée à l'homme plutôt qu'à la femme, au choix du couple.</footnote>
plus nombreuses que les hommes à avoir validé une durée suffisante, par rapport à celle prévue par la loi de 2003, avant l'âge d'ouverture des droits, grâce notamment au bénéfice des majorations de durée d'assurance pour enfants (MDA).

À titre d'illustration, nous présentons dans le graphique III, pour les hommes et les femmes, le pourcentage d'individus susceptibles d'être touchés par la réforme de 2003. Ce graphique est construit à partir des âges de liquidation au taux plein (sans décote ni surcote) simulés dans le scénario « contrefactuel » et dans le scénario « 2003+partage EV ». Les individus ayant une durée d'assurance inférieure à la durée requise à l'âge d'annulation de la décote dans le scénario contrefactuel (40 ans) ne peuvent, quel que soit le scénario, atteindre le taux plein que sous la condition d'âge ; ils ne sont donc pas touchés par la réforme – pour ce qui concerne leur âge d'atteinte du taux plein. Symétriquement, les individus qui liquident à 60 ans ou avant dans le scénario « 2003+partage EV » ont atteint, dès avant cet âge, une durée d'assurance supérieure à la durée requise prévue par la règle de 2003º, laquelle n'a donc pas d'impact sur leur âge de liquidation par rapport au scénario « CF ». La proportion d'individus susceptibles d'être

touchés par l'allongement de la durée requise pour le taux plein est donc obtenue en excluant ceux qui liquident à l'âge d'annulation de la décote dans le scénario « CF » (65 ans) ainsi que ceux qui liquident à l'âge d'ouverture des droits (ou avant<fnref n="10" />) dans le scénario « 2003+partage EV ». Le graphique III confirme bien que les hommes sont davantage susceptibles d'être affectés par la réforme de 2003, et ce pour toutes les générations étudiées.

Enfin, la hausse des bornes d'âge de la réforme de 2010 a un effet important pour les hommes et les femmes, un peu plus marqué pour ces dernières : l'écart entre l'âge de départ à la retraite entre le scénario « 2003+partage EV » et le scénario « 2014+partage EV » est légèrement plus important pour les femmes (+ 1,7 an contre + 1,3 an pour les hommes en fin de projection). Ceci s'explique par une plus grande

Graphique III

<figure><img src="image_6.png" /><figcaption>Pourcentage d'individus susceptibles d'être touchés par l'allongement de la durée requise pour le taux plein, par génération et par sexe (hommes à gauche, femmes à droite)</figcaption></figure>

Lecture : pour la génération 1965, 46 % des hommes et 28 % des femmes sont susceptibles d'être touchés par la réforme de 2003.

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2 de l'Insee.

<footnote n="9">9. La proportion d'assurés liquidant à l'âge de 60 ans dans le scénario « 2003+partage EV » inclut également les retraités bénéficiant du taux plein au titre de l'inaptitude ou de l'ex-validité.</footnote>

<footnote n="10">10. On cherche à quantifier ici la proportion des personnes « touchées par la réforme » parmi celles qui partent à la retraite à partir de l'âge d'ouverture des droits de droit commun. Par simplification, les bénéficiaires du dispositif de retraite anticipée pour carrière longue sont, conventionnellement, considérés comme « non touchées par l'allongement de la durée requise ».</footnote>
proportion de femmes susceptibles d'être touchées par ce type de réforme. Dans le cas d'un relèvement des bornes d'âge, les individus touchés par la réforme sont ceux (i) qui partent au-delà de 65 ans dans le scénario « 2014+partage EV » ou (ii) qui partent avant le nouvel âge minimal prévu par la réforme (hors dispositif carrières longues) dans le scénario « 2003+partage EV ». Le graphique IV présente la part d'hommes et de femmes susceptibles d'être concernés par une hausse des bornes d'âge, selon ces deux catégories. Or, cette part est plus grande chez les femmes, en particulier en fin de projection.

## Quelle part des gains d'espérance de vie pour la durée de retraite ?

À partir des projections d'espérance de vie à 60 ans pour chaque génération (sous l'hypothèse du scénario central des projections démographiques 2007-2060 de l'Insee, cf. annexe 2) et des projections d'âge de départ à la retraite présentées précédemment, nous pouvons calculer une durée passée en retraite

moyenne par génération. Nous obtenons la durée de retraite DR par la formule suivante :

$$DR = \text{espérance de vie à 60 ans pour la génération} - (\text{âge de départ à la retraite} - 60).$$

Cela revient de fait à négliger la mortalité entre 60 ans et l'âge de départ en retraite, hypothèse qui est d'autant plus forte que cet âge augmente.

Le graphique V présente la durée passée en retraite ainsi calculée, par génération et pour les différents scénarios simulés. Par construction, l'évolution de la durée de retraite reflète l'évolution conjointe de l'espérance de vie à 60 ans et de l'âge moyen de départ en retraite. Entre deux périodes, quand l'espérance de vie à 60 ans augmente moins que l'âge de départ en retraite, la durée de retraite diminue, et vice-versa.

En cas d'application de la règle de 2003, la durée moyenne en retraite augmente de manière régulière entre les générations 1943 et 1989 (+ 2,9 ans en moyenne). Elle augmente un peu moins vite pour les hommes (+ 2,7 contre + 3,1 pour les femmes) car leur âge de départ à la retraite augmente rapidement, ce qui fait plus que compenser la hausse de leur espérance de vie, légèrement supérieure à celle des femmes.

<figure><img src="image_7.png" /><figcaption>Graphique IV
Pourcentage d'individus susceptibles d'être touchés par le relèvement des bornes d'âge, par génération et par sexe (hommes à gauche, femmes à droite)</figcaption></figure>

Lecture : le nouvel âge minimum est passé de 60 à 62 ans de la génération 1950 à la génération 1955.

Pour la génération 1965, 83 % des hommes et 93 % des femmes sont susceptibles d'être touchés par la réforme de 2010.

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2 de l'Insee.
Il apparaît de manière assez nette que la réforme de 2010 pénalise, au regard de la durée moyenne passée à la retraite, les générations concernées par la montée en charge rapide de celle-ci, par rapport à celles nées juste avant. La durée de retraite moyenne baisse en effet

entre les générations 1951 et 1955. De manière générale, la réforme de 2010 limite grandement l'augmentation de la durée passée en retraite au cours du temps (+ 1,4 an entre les générations 1943 et 1989, l'augmentation étant de même ampleur pour les femmes et pour les hommes).

## Graphique V

<caption>Durée moyenne passée en retraite par génération</caption>

### A - Ensemble

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

### B - Par sexe

<figure><img src="image_9.png" /></figure>

Lecture : H = Hommes, F = Femmes.

La durée passée en retraite moyenne pour la génération 1943 est de 24,6 ans.

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle de microsimulation Destinie 2 de l'Insee et projections d'espérance de vie (scénario central des projections démographiques 2007-2060 de l'Insee).
L'évolution de la durée de retraite peut être comparée à l'évolution de l'espérance de vie à 60 ans, afin de voir si la règle de partage définie par la loi de 2003 est respectée, avec environ 1/3 des gains d'espérance de vie devant se traduire en augmentation de la durée passée en retraite.

On peut d'abord examiner ce qu'il en est en comparant des générations situées aux deux extrémités de l'intervalle que nous analysons, la génération née en 1943 et celle née en 1989 (cf. tableau). Avec la règle de 2003, il apparaît qu'en général les gains de durée de retraite d'une génération à l'autre sont supérieurs au tiers des gains d'espérance de vie. Sur toute la période, l'augmentation de la durée de retraite correspond à environ 56 % des gains d'espérances de vie, soit sensiblement au-dessus des 1/3 prévu par la loi de 2003. Les femmes bénéficient d'un partage plus avantageux que les hommes (64 % des gains d'espérance de vie contre 49 %). Avec les réformes de 2010 et 2014, le constat est sensiblement différent : en scénario « 2014+Partage EV », entre les générations 1943 et 1989, l'augmentation de la durée de retraite représente 27 % (29 % pour les femmes, 25 % pour les hommes), soit un niveau légèrement en dessous de la cible de 1/3. En revanche avec la législation actuelle (scénario « Lég. 2014 ») le niveau est à peu près égal à la cible. L'écart entre hommes et femmes et réduit du fait d'un impact plus important du relèvement des bornes d'âges sur ces dernières.

Ce résultat ne vaut cependant que lorsqu'on compare ces deux générations extrêmes et il peut en réalité être assez différent pour d'autres générations parmi celles parties à la retraite après 2003. Pour avoir une vision plus globale, il est également possible de représenter graphiquement l'augmentation relative de la durée de retraite et de l'espérance de vie, comme proposée au graphique VI. Plus précisément, on considère et suit l'évolution du rapport entre la durée passée en retraite et l'espérance de vie à 20 ans, approximée par l'espérance de vie à 60 ans à laquelle on ajoute 40 – en neutralisant donc également la mortalité entre 20 et 60 ans. Ce dénominateur correspond à la durée de la vie hors études, en faisant l'hypothèse d'un âge de fin d'étude fixe égal à 20 ans<fnref n="11" />.

Le niveau initial de ce rapport est de 38 %, pour la génération née en 1943. Il est supérieur à un tiers, car le calcul se fonde ici sur l'espérance de retraite par génération qui est plus élevée que l'espérance de retraite « instantanée » au moment à la génération atteint l'âge de 60 ans (cf. annexe 3). La règle de 2003 semble induire –sans décalage des bornes d'âge– un partage des gains d'espérance de vie plutôt favorable aux générations les plus récentes : le rapport entre

<table><caption>Tableau
Gains d'espérance de vie à 60 ans et augmentation de la durée de retraite entre la génération 1943 et la génération 1989</caption><thead><tr><th>Scénario</th><th>Population</th><th>Variation de la durée en retraite (i)</th><th>Variation de l'espérance de vie (ii)</th><th>Rapport (i)/(ii) (en %)</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="3">Contrefactuel</td><td>Tous</td><td>4,2</td><td>5,2</td><td>81</td></tr><tr><td>Hommes</td><td>4,1</td><td>5,5</td><td>75</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>4,1</td><td>4,8</td><td>86</td></tr><tr><td rowspan="3">2003-Partage EV</td><td>Tous</td><td>2,9</td><td>5,2</td><td>56</td></tr><tr><td>Hommes</td><td>2,7</td><td>5,5</td><td>49</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>3,1</td><td>4,8</td><td>64</td></tr><tr><td rowspan="3">2014-Partage EV</td><td>Tous</td><td>1,4</td><td>5,2</td><td>27</td></tr><tr><td>Hommes</td><td>1,4</td><td>5,5</td><td>25</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>1,4</td><td>4,8</td><td>29</td></tr><tr><td rowspan="3">Lég. 2014</td><td>Tous</td><td>1,7</td><td>5,2</td><td>33</td></tr><tr><td>Hommes</td><td>1,8</td><td>5,5</td><td>32</td></tr><tr><td>Femmes</td><td>1,7</td><td>4,8</td><td>35</td></tr></tbody></table>

Lecture : pour les hommes dans le scénario « 2014+partage EV », entre la génération 1943 et la génération 1989, l'augmentation de la durée passée en retraite (1,4 an) représente 25 % des gains d'espérance de vie à 60 ans (5,5 ans).

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2 et projections d'espérance de vie (scénario central des projections démographiques 2007-2060 de l'Insee).

<footnote n="11">11. On se place donc en fait ici dans la situation type implicite de la règle de 2003, qui correspond à une carrière commençant à 20 ans et sans décès avant l'âge de 60 ans. Une alternative aurait pu consister à rapporter la durée espérée de retraite à l'espérance de vie totale, comme cela est fait par Secrétariat général du COR (2014).</footnote>
la durée de retraite et l'espérance de augmente progressivement au cours du temps (surtout parmi les hommes). En législation « 2014+partage EV », le rapport est en revanche décroissant en début de projection (montée en charge de la réforme de 2010), puis se stabilise à partir de

la génération 1955, à un niveau inférieur d'environment 1 point de pourcentage au niveau initial.

Le réformes ont ainsi fait passer d'une situation où les générations futures auraient été favorisées du point de vue du partage des gains

<caption>Graphique VI</caption>

Rapport entre durée de retraite et espérance de vie (à 20 ans), par génération et par sexe

A - Ensemble

<figure><img src="image_10.png" /></figure>

B - Par sexe

<figure><img src="image_11.png" /></figure>

Lecture : H = Hommes, F = Femmes.

Pour les femmes de la génération 1965, en législation 2014, la durée de retraite représente 38,4 % de l'espérance de vie (à 20 ans).

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2.
d'espérance de vie à 60 ans (« scénario CF »), à une situation où ce sont les générations les plus anciennes qui apparaissent les plus favorisées, surtout du fait de la réforme de 2010 qui a fortement affecté les générations nées à partir du milieu des années 1950. Ce constat sur le sens des inégalités ne concerne bien sûr que la durée de la retraite, sans préjuger des avantages ou désavantages éventuels sous d'autres aspects. Les résultats dépendent en outre des hypothèses

relatives aux évolutions futures de la mortalité, même si le fait que les générations nées à la fin des années 1940 apparaissent les plus favorisées en termes de durée de retraite relative à l'espérance de vie reste vérifié dans tous les scénarios de mortalité des projections démographiques de l'Insee (cf. encadré 3).

Remarquons que les femmes bénéficient, à chaque génération, d'une part de vie passée en

### Encadré 3

## SENSIBILITÉ DES RÉSULTATS AUX HYPOTHÈSES D'ESPÉRANCE DE VIE

L'âge moyen au décès d'une génération ne peut être réellement observé que très tardivement –lorsque toutes les personnes de la génération sont décédées. Pour apprécier les durées moyennes de retraite ses diverses générations, on utilise donc, dans cette étude, des espérances de vie projetées, en l'occurrence celles modélisées par l'Insee dans le cadre de ses projections démographiques 2007-2060 publiées en 2010, que nous avons prolongées par extrapolation au-delà de 2060 des tendances d'évolution de la mortalité (cf. annexe 3). De ce fait, comme pour toute projection, ces espérances de vie – et donc les durées de vie en retraite – sont soumises à une incertitude.

À l'exception du présent encadré, les graphiques sont tous construits sous l'hypothèse dite « centrale »

des projections de l'Insee. Les résultats sont cependant sensibles à l'hypothèse retenue, comme l'illustre le graphique A, pour le scénario « Lég. 2014 ». Sous l'hypothèse « haute » d'espérance de vie, mais en gardant le même calendrier d'augmentation de la durée requise pour le taux plein, la part de la vie après 20 ans passée en retraite serait toujours au moins du même ordre de grandeur que celle de la génération 1943, et elle dépasserait, pour les générations nées à la fin des années 1980, la part pour la génération 1950. À l'inverse, sous l'hypothèse « basse » d'espérance de vie, la part passée à la retraite se stabiliserait autour du niveau atteint juste après la fin de montée en charge de la réforme de 2010, plus bas que celui de la génération 1943 d'environ 2 points de pourcentage.

### Graphique A

#### Rapport entre durée de retraite et espérance de vie (à 20 ans), selon différentes hypothèses d'évolution de l'espérance de vie au fil des générations (scénario « Lég. 2014 », calendrier de hausse de la durée requise supposé inchangé)

<figure><img src="image_12.png" /></figure>

Lecture : pour la génération 1965, la durée de retraite représente 36,7% de l'espérance de vie (à 20 ans) dans le scénario central, cette proportion est de 35,2% en espérance de vie « basse », 38,3% en espérance de vie « haute », et 32,8% avec la mortalité bloquée.

Source : modèle Destinie2 et projections démographiques 2007-2060 de l'Insee.

<figure><img src="image_13.png" /></figure>
retraite en moyenne plus importante que les hommes, du fait principalement d'une espérance de vie plus élevée. Cependant cette dimension ne suffit pas à rendre compte du bien-être relatif des deux groupes. Pour cela, il faudrait également tenir compte du fait que les femmes perçoivent des niveaux de pensions plus faibles. Cette problématique, qui relève de l'équité intra-générationnelle, dépasse le sujet de cet article. La distinction entre hommes et femmes est présentée ici uniquement pour prendre en compte l'évolution différenciée des deux catégories.

## L'évolution du rapport entre durée de retraite et durée de carrière

Le constat établi dans la partie précédente est basé sur les variations relatives de l'espérance de vie et de la durée de retraite, qui ne sont qu'un versant de l'analyse du partage des gains d'espérance de vie entre activité et retraite. En effet, c'est le rapport entre durée d'activité et

### Encadré 3 (suite)

Ces résultats sont obtenus avec le même calendrier de hausse de la durée requise pour le taux plein, appliqué quel que soit le scénario d'espérance de vie. On se place donc ici conventionnellement dans la situation où le calendrier est fixé à une date donnée, à partir de projections d'espérance de vie disponibles à cette date (comme cela a été le cas lors de la réforme des retraites de 2014, où l'augmentation progressive de la durée requise a été fixée jusqu'à la génération 1973), et sans qu'un dispositif de pilotage vienne ajuster ce calendrier ex post en cas d'évolutions non-anticipées de l'espérance de vie.

Une autre convention, consistant à supposer que les durées requises sont ajustées dans le cadre d'un

dispositif de pilotage régulier des paramètres de retraite, conduirait à resserrer les écarts observés entre les scénarios (voir graphique B ci-dessous). Par exemple, pour la génération née en 1990, l'écart entre les scénarios d'espérance de vie « basse » et « haute » de l'Insee serait de 3,8 points de pourcentage, contre 4,5 points si le calendrier de hausse de la durée requise n'est pas ajusté. Des écarts importants subsisteraient toutefois, d'une part parce que l'âge effectif moyen de départ à la retraite ne dépend pas uniquement de la durée requise pour le taux plein, et d'autre part parce l'ajustement de cette durée est réalisé ici selon la formule de calcul de 2003, c'est-à-dire en fonction des évolutions de l'espérance de vie à 60 ans « du moment », et non de l'espérance de vie de la génération.

### Graphique B

Rapport entre durée de retraite et espérance de vie (à 20 ans), selon différentes hypothèses d'évolution de l'espérance de vie au fil des générations (scénario « 2014+partage EV », calendrier de hausse de la durée requise ajusté selon l'évolution effective de l'espérance de vie à 60 ans)

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

Source : modèle Destinie2 et projections démographiques 2007-2060 de l'Insee.
durée de retraite qui est supposé être maintenu constant au cours du temps.

## Plusieurs mesures possibles de la durée de carrière

L'analyse de l'évolution de la durée de carrière est cependant complexe, faute d'une définition univoque de celle-ci. Par souci de concision, nous ne retiendrons que deux définitions de la durée de carrière : l'écart entre l'âge de fin d'étude et l'âge de départ à la retraite (D1) et le nombre d'années validées dans l'ensemble des régimes de retraites au moment du départ en retraite (D2) – que cette validication ait lieu au titre de l'emploi ou au titre de périodes de non-emploi « assimilées » (chômage, invalidité, AVPF ou encore majoration

du durée d'assurance pour enfants). D'autres définitions sont possibles, pour lesquelles des résultats différents pourraient être obtenus (cf. encadré 4).

Le graphique VII présente l'évolution de la durée en carrière, séparément pour les femmes et les hommes. Nous ne donnons les résultats que pour le scénario « 2014+partage EV ».

L'évolution de la durée de carrière selon la définition D1 dépend de l'augmentation relative de l'âge de fin d'étude et de l'âge de départ en retraite. Si l'âge de fin d'étude augmente plus vite que l'âge de départ en retraite, la durée de carrière diminue. Dans le scénario « 2014+partage EV », l'évolution au fil des générations est assez heurtée, et les niveaux en début et fin de projection sont assez proches, autour de 43,5 ans.

### Encadré 4

## QUELLE DÉFINITION POUR LA « DURÉE DE CARRIÈRE » ?

La durée de carrière peut se définir de différentes manières, selon le statut que l'on accorde aux périodes de non-emploi (cf. COR, 2012). Au sens le plus strict, la durée de carrière peut-être définie comme la durée passée effectivement en emploi. La durée D2 retenue dans cette étude est plus large : elle correspond à la durée validée pour la retraite, telle qu'elle est prise en compte par les régimes de retraite. Elle ajoute donc à la durée effective d'emploi d'une part les périodes de non-emploi qui sont assimilées à des périodes travaillées d'après la législation des retraites (chômage, invalidité, AVPF, ...) et d'autre part les majorations de durée validée pour la retraite (MDA). Alternativement, on peut considérer que la carrière commence à la fin des études (définition D1), ce qui revient à intégrer à la carrière toutes les périodes d'inactivité, hors formation initiale. Enfin, la prise en compte dans la carrière de certaines années d'études pourrait également être envisagée, en écho à la possibilité actuelle de rachat d'années de formation.

L'écart entre les différentes définitions dépend ainsi de la manière dont on apprécie, à une date donnée, les périodes « équivoques » (formation initiale, formation continue, inactivité, chômage, etc.) Ce choix ressort de réflexions qui ne sont pas de nature technique, mais normative, puisqu'elles soulèvent la question de la norme d'équité sous-jacente. Par exemple, pour ce qui concerne l'inclusion ou non des périodes de chômage dans la durée de « carrière », ce questionnement pourrait se formuler ainsi : si l'on compare deux générations, dont l'une a connu des périodes de chômage en moyenne plus fréquentes et plus longues que l'autre, juge-t-on que, par équité, la génération qui a connu le moins le chômage devrait travailler un peu plus longtemps que l'autre ? ou bien juge-t-on à

l'inverse que la situation n'est équitable que si les deux générations ont travaillé autant de temps l'une que l'autre –indépendamment du fait que celle qui aura connu un chômage plus fort aura *in fine* passé plus de temps sur le marché du travail ?

En pratique, les différentes définitions de la durée de carrière impliquent nécessairement des différences de constats concernant le partage des gains d'espérance de vie entre temps de travail et temps de retraite. La durée stricte en emploi augmente en pratique moins vite que la durée entre l'âge de fin d'étude et l'âge de départ à la retraite. Ainsi, à âge de départ à la retraite donné, la part de l'augmentation de la durée de carrière dans les gains d'espérance de vie (à 60 ans) apparaîtra plus basse si l'on considère la durée en emploi.

De manière générale, il apparaît que le principe général d'un partage des gains d'espérance de vie entre carrière et retraite fait l'impasse sur les périodes de la vie qui n'appartiennent ni à l'une ni à l'autre.

Ainsi, il est difficile d'avoir une interprétation de l'évolution des ratios entre durée de carrière et durée de retraite en termes de partage des gains d'espérance de vie. L'évolution relative des durées de carrière et durée de retraite ne correspond pas à un partage des gains d'espérance de vie si une part importante de ces gains est « absorbée » par une augmentation de la durée des périodes d'inactivité avant retraite, et en particulier des périodes de formation initiale.

Par conséquent, les deux objectifs de maintien constant du rapport entre durée travaillée et durée de retraite et du partage des gains d'espérance de vie selon les proportions deux tiers-un tiers ne se recoupent pas totalement.
Après une baisse initiale entre les générations 1943 et 1948, la durée D1 augmente avec la mise en application de la réforme de 2010 et la hausse rapide de l'âge de départ à la retraite qu'elle induit. Puis, pour les générations nées après 1958, la durée d'activité diminue progressivement pour se rapprocher de son niveau de départ. Les profils d'évolution sont assez similaires pour les hommes et les femmes.

La durée validée (D2) est plus faible que la durée D1. Après une augmentation sensible entre les générations 1943 et 1960, la durée D2 a tendance à décroître au fil des générations. Elle reste toujours inférieure à la durée requise pour le taux plein, et l'écart se creuse au cours du temps (par exemple, 39,5 ans contre 43 ans pour la génération 1949 ; 39,8 ans contre 43,7 ans pour la génération 1989). Cependant, cette évolution agrège des tendances très différentes, pour les hommes et les femmes. Pour les hommes, la durée validée décroit régulièrement au fil des générations, passant d'environ 41 ans à environ 40 ans entre les générations 1943 et 1989, et ce, malgré l'augmentation de la durée d'assurance requise pour le taux plein. Une des explications est qu'une proportion de plus en plus importante d'hommes part à l'âge limite, en raison d'une durée validée

insuffisante par rapport à la durée requise. Un autre facteur d'explication pourrait tenir à la diminution de la proportion de très longues carrières (de durée supérieure à la durée requise), dont certaines tenaient au fait que les personnes entrées très tôt sur le marché du travail devaient poursuivre leur activité jusqu'à l'âge minimal d'ouverture des droits, même si elles avaient déjà par ailleurs dépassé la durée d'assurance requise.

Pour les femmes, la durée validée augmente fortement entre les générations 1943 et 1960 (+3,4 ans, de 36,5 ans à 39,9 ans) puis reste assez stable. L'augmentation initiale traduit une participation croissante sur le marché du travail et une montée en charge de l'AVPF qui permet de valider des périodes hors emploi. Pour les dernières générations considérées, nées après le milieu des années 1980, la durée validée des femmes rejoint celle des hommes.

Une relative stabilisation du rapport entre durée de carrière et durée de retraite...

Les différences d'évolution relevées dans l'analyse des carrières se traduisent par des

<figure><img src="image_15.png" /><figcaption>Graphique VII
Durées passées en carrière, moyennes par génération (scénario « 2014+partage EV »)</figcaption></figure>

Lecture : HF = Hommes et femmes, H = Hommes, F = Femmes.

La durée moyenne entre la fin des études et le départ en retraite (D1) pour la génération 1965 est de 44 ans dans le scénario « 2014+partage EV ».

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2.
évolutions différenciées du rapport entre durée de carrière et durée de retraite. Nous calculons donc les ratios R1 et R2, à partir des durée de carrière D1 (écart entre âge de fin d'étude et âge de départ en retraite) et D2 (durée validée au moment du départ en retraite). Les ratios obte-nus sont présentés au graphiques VIII.

Lorsque durée de carrière et durée de retraite évoluent en sens opposé, l'évolution du rapport est sans ambiguïté (par exemple quand la durée de carrière diminue et la durée de retraite augmente, le ratio entre les deux grandeurs diminue). En revanche, lorsque les deux durées évoluent dans le même sens, le profil du ratio dépend de l'augmentation relative des deux termes, par rapport au niveau initial de 1943. Le ratio est maintenu constant quand l'augmentation relative des deux durées se fait suivant les proportions initiales (dC/dR=C/R, avec C la durée de carrière et R la durée de retraite). La comparaison des ratios entre les générations permet d'apprécier si l'équité entre les générations, du point de vue du principe de la loi de 2003, a été respectée. Le respect du principe de la loi de 2003 impliquerait le maintien constant du ratio au cours du temps. Un ratio décroissant

implique que les générations les plus récentes ont une durée de retraite qui représente une part relativement plus importante de la durée travail-lée, et sont donc favorisées. À l'inverse, un ratio croissant implique que les générations les plus anciennes sont favorisées.

Quels que soient la définition de la durée de carrière ou le sexe considérés, le rapport entre durée de carrière et durée de retraite n'est pas maintenu strictement constant au cours du temps. En projection et au niveau agrégé, au fil des générations, le partage homothétique des gains d'espérance de vie entre temps de travail et temps de retraite n'est pas réalisé. Comme observé précédemment, les générations qui « subissent » la montée en régime de la réforme de 2010 connaissent une hausse rapide du ratio.

Cependant, globalement, les profils d'évolution des ratios entre durée d'activité et durée de retraite sont assez stables. En effet, pour les ratios R1, les niveaux pour les générations les plus récentes sont relativement proches des niveaux pour les générations les plus anciennes parmi celles étudiées ici, même si les profils semblent suggérer une tendance à la baisse du

<figure><img src="image_16.png" /><figcaption>Graphique VIII
Ratios « durée de carrière / durée de retraite », R1 (à gauche) et R2 (à droite), scénario « 2014+partage EV », par sexe</figcaption></figure>

Lecture : HF = Hommes et femmes, H = Hommes, F = Femmes.

Le rapport moyen R1 entre la durée entre la fin des études et le départ en retraite (D1) et la durée passée en retraite pour la génération 1965 est de 1,8 dans le scénario « 2014+partage EV ».

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2.
ratio après la génération 1955, malgré la hausse continue de la durée d'assurance requise pour le taux plein.

Pour les femmes, des différences existent en fonction de la définition de la durée de carrière utilisée. La durée validée (D2) augmente en début de projection à un rythme élevé (relative-ment à l'augmentation de la durée de retraite et au niveau initial du rapport), ce qui fait que le ratio R2 a un profil croissant parmi les généra-tions nées jusqu'au début des années 1960. Par la suite, le ratio décroit légèrement du fait de la stabilisation de la durée validée. Nous consta-tons ici les limites de la deuxième définition (D2) en termes d'indicateur de l'équité inter-générationnelle : par rapport aux femmes nées dans les années 1940, les femmes des généra-tions 1950 sont mieux intégrées sur le marché du travail et bénéficient de plus en plus des dispositifs permettant de valider des trimestres hors emploi ; il paraît donc difficile de considé-rer que leur situation s'est dégradée au cours du temps. Le ratio R1 quant à lui diminue au cours du temps, ce qui suggère que les générations les plus récentes sont avantagées par rapport aux plus anciennes.

Pour les hommes, les deux ratios R1 et R2 ont un profil plutôt décroissant entre les générations 1955 et 1990 : après la forte augmentation de la durée de carrière avec la montée en charge de la réforme de 2010, la durée de carrière se stabi-lise, ce qui conduit à une décroissance du ratio. Notons que cette décroissance est sensiblement plus marquée pour le ratio R2 : si l'on prend pour définition de la durée de carrière la durée validée, augmenter l'âge de départ en retraite sans une augmentation continue de la durée validée ne suffit pas à maintenir constant le rap-port entre durée de carrière et durée de retraite.

Soulignons que l'analyse du rapport entre la durée de carrière et la durée de retraite donne des résultats différents de l'analyse de la durée de retraite seule. Avec la législation « 2014+par-tage EV », la part des gains d'espérance de vie traduite en durée de retraite est inférieure à la cible (27 %, d'après le tableau), de sorte que l'on concluait que les générations les plus récentes étaient défavorisées. Cependant l'ana-lyse du ratio conclut que, globalement, les géné-rations futures ne sont pas trop défavorisées, le niveau des ratios en fin de projection étant égal ou inférieur au niveau initial. Ces divergences dans l'analyse, en termes d'équité intergénéra-tionnelle, proviennent du fait que les gains d'es-pérance de vie ne sont pas uniquement répartis

entre la durée de retraite et la durée de carrière, mais se reportent également sur d'autres épi-sodes de l'existence (cf. encadré 4). Dès lors, l'augmentation de la durée de retraite qui est nécessaire pour maintenir constant le rapport entre durée travaillée et durée de retraite, est moins importante que celle qui est requise pour maintenir constante la part de la retraite dans l'ensemble du cycle de vie. Pour une même augmentation de durée de retraite, l'analyse en termes de ratio de la durée de carrière sur la durée de retraite conclut à un partage plus avan-tageux des gains d'espérance de vie.

... sous l'effet des réformes successives

Comme précédemment, nous pouvons obser-ver les contributions des réformes successives à cette évolution du ratio entre durée d'activité et durée de retraite (cf. graphiques IX - A et B).

Comme on pouvait s'y attendre, ces réformes ont eu un effet important sur l'évolution du ratio entre la durée de carrière et la durée de retraite, les deux grandeurs dépendant fortement de l'évolution de l'âge de départ en retraite. Cet effet est plus important pour la définition 1, qui dépend directement de l'âge de départ en retraite, que pour la définition 2, du fait d'une augmentation de la durée d'assurance qui ne suit pas exactement l'augmentation de l'âge de départ en retraite.

En l'absence de réforme, le rapport entre durée d'activité et durée de retraite aurait décru for-tement, surtout pour les hommes. Les réformes limitent fortement cette décroissance. La mise en place des retraites anticipées pour carrières longues a également contribué à ce mouvement d'égalisation, en permettant aux générations les plus anciennes – ayant une durée de carrière plus longue du fait de leur entrée plus jeune sur le marché du travail – de partir un peu plus tôt à la retraite (cf. encadré 5).

* * *
*

Au total, les évolutions projetées ne se confor-ment pas parfaitement à l'objectif d'équité entre les générations tel que défini dans la loi de 2003, au sens de la stabilité du rapport entre durée de carrière et durée en retraite. Elles s'y conforment uniquement si on en accepte une interprétation assez souple. Une fois prises en compte l'ensemble des réformes intervenues
Graphique IX

Ratios « durée de carrière / durée de retraite »

<figure><img src="image_17.png" /><figcaption>B - Selon la définition R2, pour les scénarios « CF », « 2003+partage EV », « 2014+partage EV » et « Lég. 2014 »</figcaption></figure>

<figure><img src="image_18.png" /></figure>

Lecture : H = hommes, F= femmes. A : pour les hommes, le rapport moyen R1 entre la durée entre la fin des études et le départ en retraite (D1) et la durée passée en retraite pour la génération 1965 est de 1,94 dans le scénario « 2014+partage EV ». B : pour les hommes, le rapport moyen R2 entre la durée validée à liquidation (D2) et la durée passée en retraite pour la génération 1965 est de 1,79 dans le scénario « 2014+partage EV ».

Champ : ensemble des retraités, tous régimes.

Source : modèle Destinie 2.
Encadré 5

L'IMPACT DES RETRAITES ANTICIPÉES

Le système de retraite français prévoit des possibil-
tés, sous certaines conditions, de partir à la retraite
avant l'âge minimal de droit commun : au titre de la
pénibilité ou de la dangerosité du métier dans certains
régimes spéciaux (par exemple, pour les catégories
dites « actives » dans la fonction publique : policiers,
pompiers, ...); pour les parents de trois enfants dans
la fonction publique (ce dispositif ayant été mis en
extinction par la réforme de 2010) ; et, depuis 2003 et
dans tous les régimes, au titre des carrières longues.

Ces dispositifs de retraite anticipée ont un impact sur les âges moyens de départ à la retraite des diverses générations, mais celui-ci est difficile à apprécier. Les conditions d'éligibilité à ces dispositifs sont en effet complexes, notamment en ce qui concerne le dispositif pour longues carrières, caractérisé par des effets de seuil et des non-linéarités importantes, et dont les conditions d'accès ont évolué en 2009 (hausse des durées validée et cotisée requises) et en 2012

(extension des conditions pour un départ à partir de 60 ans). Les possibilités de retraite anticipée rendent ainsi plus délicate l'interprétation des écarts entre les scénarios « 2003+partage EV » et « 2014+partage EV », puisque ces derniers diffèrent non seulement par le relèvement de deux années des bornes d'âge, mais aussi par les évolutions des conditions d'accès à une retraite anticipée.

Afin d'en isoler l'impact propre, on a, dans le graphique ci-dessous, neutralisé les dispositifs en contraignant les âges de départ à la retraite des assurés à être au moins égaux à l'âge minimal de droit commun. Cette neutralisation revient à assimiler les retraites anticipées à des périodes de préretraite, la période de « retraite » – sur laquelle on fonde l'analyse de l'équité entre les générations – ne commençant véritablement qu'à l'âge minimal commun à toute la génération (c'est-à-dire 60 ans pour les générations nées avant 1951 et 62 ans pour celles nées à partir de 1955).

Graphique C

Rapport R1 avec et sans neutralisation des départs anticipés à la retraite (ensemble Femmes+Hommes)

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

Source : modèle Destinie2.

Dans la mesure où les retraites anticipées pour car-
rière longue visaient explicitement à compenser les
entrées sur le marché du travail à des âges très jeunes
parmi les générations les plus âgées, il est pertinent
de s'intéresser avant tout au rapport entre durée de
carrière et durée de retraite pour analyser l'impact des
départs en retraite anticipée (DRA). La neutralisation
de ces départs anticipés se traduit par un ratio « durée

de carrière/durée de retraite » augmenté d'environ
0,05 parmi les générations nées dans la deuxième
moitié des années 1940, qui ont le plus profité des
retraites anticipées pour carrière longue. L'écart se
réduit ensuite progressivement, et devient négligeable
à partir des générations nées à la fin des années 1960,
du fait de l'âge plus tardif d'entrée dans la vie active et
de l'allongement de la durée requise pour le taux plein.
depuis 2003, le niveau de ce rapport se stabilise dans une fourchette dont l'amplitude va de 1,6 et 1,8 lorsque la durée de carrière est définie comme la différence entre l'âge de fin d'étude et l'âge de départ à la retraite, et de 1,5 à 1,7 lorsqu'on la définit comme la durée effective validée dans les régimes de retraite<fnref n="12" />. Mais des variations significatives s'observent à l'intérieur de ces fourchettes, et elles sont d'autant plus notables qu'elles concernent des générations proches, notamment celles qui sont nées au début et à la fin des années 1950 (c'est-à-dire juste avant et juste après la montée en charge de la réforme de 2010). La réforme de 2010 réduirait ainsi rapidement – en l'espace de cinq générations – la part de la retraite par rapport à l'espérance de vie, tandis qu'il faudrait attendre plus d'une trentaine de générations avant de retrouver un niveau similaire à celui des générations nées dans les années 1940.

Comment expliquer ces écarts à l'objectif initial ? On peut tout d'abord invoquer une ambiguïté inhérente à la loi de 2003, dont la règle d'application assimile implicitement maintien constant du rapport entre travail et retraite et maintien constant du rapport entre retraite et espérance de vie. Or cela ne correspond pas à la réalité, où les gains d'espérance de vie ne sont pas uniquement partagés entre carrière et retraite. En second lieu, la loi faisait reposer ce principe uniquement sur l'augmentation de la durée d'assurance, qui, comme observé, n'impacte pas les individus ayant des durées de carrière soit trop courtes, soit trop longues. Ces deux explications restent d'actualité après

la dernière la réforme des retraites. Si la loi du 20 janvier 2014 n'a pas repris le principe d'alongement de la durée requise pour le taux plein selon les évolutions de l'espérance de vie, elle en reste très proche dans l'esprit : le calendrier programmé jusqu'à la génération 1973 est quasiment identique à celui qu'entraînerait la règle de 2003 d'après nos projections, et l'exposé des motifs de la loi souligne le caractère de justice de la mesure « en termes d'équité entre générations, puisqu'elle conduit à stabiliser la part de la vie consacrée au travail »<fnref n="13" />.

Ces remarques suggèrent que l'objectif d'équité peut gagner à être reprécisé, par exemple reformulé directement comme un objectif de durée de retraite relativement à l'espérance de vie, plutôt qu'à la durée d'activité, et sans faire reposer sa réalisation sur un levier d'action unique. L'analyse menée illustre en effet clairement la difficulté d'assurer un pilotage fin à partir d'une règle mathématique simple et définie *a priori* : la quasi-stabilisation tendancielle du rapport entre durées moyennes de carrière et de retraite ne tient pas à la règle de 2003 seule, mais plutôt à son interaction avec le décalage des bornes d'âges du système de retraite, décidé en 2010.

Ainsi, en matière d'âge de départ à la retraite, le pilotage doit plutôt reposer sur l'articulation de l'ensemble des paramètres mobilisables : durée requise pour le taux plein, âge minimal d'ouverture des droits, âge d'annulation de la décote, modalités des départs anticipés. C'est *a fortiori* le cas lorsque l'on s'intéresse à l'équité intra-générationnelle du système de retraite<fnref n="14" /> – dont les critères et les modalités restent encore à clarifier. Les modifications des divers paramètres de retraite peuvent en effet avoir des impacts différenciés sur les différentes catégories d'assurés au sein de chaque génération. ☐

## BIBLIOGRAPHIE

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<footnote n="12">12. Dans les deux cas, la fourchette correspond à une amplitude maximale de +/- 5 % par rapport à la valeur moyenne parmi l'ensemble des générations 1940-1990.</footnote>

<footnote n="13">13. Exposé des motifs de la Loi n° 2014-40 du 20 janvier 2014 garantissant l'avenir et la justice du système de retraites.</footnote>

<footnote n="14">14. Cf. Aubert et al., 2013.</footnote>
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LA RÉFORME DE 2003

La formule de calcul de la durée d'assurance cible

Un des volets de la loi du 21 août 2003 portant réforme des retraites prévoit une règle d'augmentation de la durée d'assurance cible pour l'obtention du taux plein. Celle-ci est augmentée d'un trimestre, dès que le rapport entre la durée d'assurance et la durée estimée de retraite dépasse la valeur de référence (celle de l'année 2003). En effet, selon l'article 5 de la loi, « la durée d'assurance nécessaire pour bénéficier d'une pension de retraite au taux plein et la durée des services et bonifications nécessaire pour obtenir le pourcentage maximum d'une pension civile ou militaire de retraite (...) évoluent de manière à maintenir constant, jusqu'en 2020, le rapport constaté, à la date de publication de la présente loi, entre ces durées et la durée moyenne de retraite. »

Pour rendre cette règle opérationnelle, la durée moyenne de retraite et calculée comme l'espérance de vie à 60 ans pour la génération née en (n) à laquelle on retranche la hausse de la durée d'assurance entre 2003 et (n). La loi prend ainsi pour référence un cas type bien particulier : une carrière qui débute à 20 ans quelle que soit la génération et qui est sans interruption jusqu'au départ à la retraite, lorsque la durée cible pour l'obtention du taux plein est atteinte. La règle d'augmentation de la durée d'assurance cible n'est ainsi pas du tout basée sur la carrière réelle des individus.

Formellement, le ratio R entre la durée d'assurance requise pour le taux plein et la durée moyenne de retraite, telle que calculée dans la loi, s'écrit :

$$
R = \frac{x}{y - (x - 40)}
$$

avec x la durée d'assurance requise pour une génération donnée, y l'espérance de vie à 60 ans retenue pour cette génération, et donc y-(x-40) la durée moyenne passée en retraite pour cette génération.

La valeur cible de ce ratio est celle calculée à partir des valeurs de x et y pour l'année 2003, avec une durée d'assurance pour le taux plein de 40 ans et une espérance de vie à 60 ans estimée à 22,39 ans. La cible visée pour le ratio est donc R = 40/22,39 ≈ 1,79.

Pour les générations nées entre 1943 et 1948, la durée cible x est maintenue constante, le temps que s'opère l'alignement de cette durée cible dans le régime de la fonction publique sur celle du régime général. Cette durée x est ensuite augmentée d'un trimestre par génération entre celles nées de 1948 à 1952, afin de tenir compte des augmentations qui auraient dû être réalisées si la règle de partage avait été appliquée dès 2003. Puis, à partir de la génération née en 1952, la loi rentre vraiment en application et la durée d'assurance est augmentée d'un trimestre dès que le ratio R calculé

pour une génération donnée se trouve en-dessous de la valeur cible.

Le partage homothétique des gains d'espérance
de vie

Si l'on réécrit la formule pour exprimer la durée d'assu-
rance en fonction de l'espérance de vie, on obtient :

$$
\begin{align*}
\frac{x}{y - (x - 40)} &= R \Leftrightarrow x = (y - x + 40)R \\
\Leftrightarrow x &= \frac{R}{1 + R} y + \frac{R}{1 + R} 40
\end{align*}
$$

Et l'on peut exprimer l'effet de l'augmentation de l'espé-
rance de vie (à 60 ans) sur :

- La durée d'assurance :

$$
\frac{dx}{dy} = \frac{R}{1+R} = \frac{1,79}{2,79} = 0,64
$$

- La durée passée en retraite :

$$
\frac{d(y - x + 40)}{dy} = \frac{dy}{dy} - \frac{dx}{dy} = 1 - 0,64 = 0,36
$$

Ainsi, un gain d'espérance de vie d'un an augmente de
0,64 ans la durée de cotisation et de 0,36 ans la durée
passée en retraite. La loi assure donc un partage homo-
thétique des gains d'espérance de vie à 60 ans, avec des
proportions d'environ deux tiers/un tiers pour le temps
passé en carrière et pour le temps passé en retraite.

Soulignons que cette proportion est déterminée par les
conditions de l'année de référence (espérance de vie et
durée d'assurance). Il s'agit donc d'un choix convention-
nel. Mais si l'on prend pour référence l'année 1993, avec
une durée d'assurance à 37,5 ans et une espérance de
vie d'environ 20,4 ans, on retrouve en fait à peu près
les mêmes proportions qu'avec la référence de 2003.
Le choix de l'année de référence n'est donc pas forcé-
ment si décisif que cela dans les proportions ciblées
pour le partage des gains d'espérance de vie.

La formule de la réforme de 2003 est donc censée per-
mettre de maintenir constant le rapport entre temps de
travail et temps de retraite. Cependant, le choix des
grandeurs au numérateur (la durée d'assurance pour le
temps de travail), et au dénominateur (l'espérance de
vie à 60 ans retranchée de la durée d'assurance au-delà
de 40 ans pour le temps de retraite), ne correspond pas
forcément aux durées effectivement ciblées. Un écart
est donc possible entre l'objectif de la loi et sa mise en
application opérationnelle.
ANNEXE 2

L'ÉVOLUTION DE LA DURÉE D'ASSURANCE-CIBLE POUR L'OBTENTION DU TAUX PLEIN :
QUE CHANGE LA RÉFORME DE 2014 ?

La loi du 20 janvier 2014 prévoit une augmentation de la durée d'assurance au-delà de l'horizon prévu par la loi de 2003. En effet la règle d'augmentation de la durée d'assurance (présentée à l'annexe A) ne devait être utilisée que jusqu'à 2020, pour la génération 1960. La réforme de 2014 prévoit une prolongation de la réforme de 2003 pour les générations suivantes, jusqu'à la génération 1973 –et une stabilisation de la durée requise pour le taux plein au-delà.

L'augmentation de la durée d'assurance ne suit plus dès
lors explicitement la règle de la loi de 2003, la durée d'as-
surance augmentant simplement d'un trimestre toutes
les trois générations. De ce point de vue, la réforme
de 2014 n'est pas le strict prolongement de la réforme
de 2003, mais plutôt un chemin alternatif pour l'évolution
de la durée d'assurance cible pour le taux plein.

Dans nos simulations, nous avons choisi de prolonger conventionnellement le principe de la loi de 2003 au delà de 2020 (dans les scénarios « 2003+partage EV » et « 2014+partage EV »). Le graphique B.1 présente le rythme différencié, à partir de la génération 1960, pour l'évolution de la durée d'assurance cible pour l'obtention du taux plein, calculé à partir du scénario central des projections d'espérances de vie de l'Insee. À partir de 1960, la durée d'assurance évolue de manière proche dans les deux hypothèses. Elle ne diverge véritablement entre les scénarios qu'à partir de la génération 1973, la durée d'assurance requise continuant d'augmenter jusqu'à 44 ans pour la génération 1989 dans les scénarios « 2003+partage EV » et « 2014+partage EV » alors qu'elle s'est stabilisée à 43 ans à partir de la génération 1973 dans le scénario « lég. 2014 ».

Graphique

Évolution de la durée d'assurance cible pour le taux plein selon la législation considérée

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

Lecture : pour la génération 1985, la durée d'assurance cible pour l'obtention du taux plein est de 40 ans en législation 2003, 43 en législation 2014, et 43,75 ans pour les scénarios « partage EV ».

Source : législation et calculs des auteurs.
LA PROJECTION DES ESPÉRANCES DE VIE À 60 ANS

Pour étudier l'évolution de la durée passée en retraite sur le très long terme, nous avons besoin de données de projection des espérances de vie à 60 ans. Le modèle Destinie simule des carrières jusqu'à 2060, ce qui implique que l'on peut étudier l'effet de la réforme sur l'âge de départ à la retraite jusqu'à la génération 1990 (qui atteint 70 ans, l'âge maximum de l'activité dans le modèle, en 2060). Pour obtenir des espérances de vie futures, nous utilisons les projections effectuées par l'Insee en 2008 (actualisées en 2010), qui proposent des quotients de mortalité, par âge et par année, jusqu'à l'année 2060. Cet horizon n'est pas assez large pour notre approche : par exemple, pour avoir le quotient de mortalité à 100 ans pour la génération 1980, nous aurions besoin des projections à l'année 2080.

Pour obtenir les quotients de mortalité qui ne sont pas disponibles dans les projections de l'Insee, nous avons recours à une extrapolation au-delà de 2060. Nous prolongeons les projections de l'Insee en reprenant les méthodes utilisées pour les projections 2007-2060 (Blanpain et Chardon, 2007). Pour les âges entre 80 et 105 ans, nous faisons l'hypothèse que le logarithme des quotients de mortalité évolue de manière linéaire au cours du temps (Meslé et Vallin, 2001), et nous extrapolons ainsi les tendances des années précédentes, en prolongeant linéairement l'évolution des quotients de mortalité. La projection des quotients de mortalité à un horizon aussi éloigné est bien sûr un exercice sujet à caution et à discussion. Tout d'abord, elle intègre les hypothèses de projections du scénario central de l'Insee, qui n'est qu'un scénario possible parmi d'autres. La prolongation de ces projections jusqu'à l'année 2100 (quand la génération 1990 atteint 110 ans) est nécessaire pour évaluer les évolutions sur le long terme du partage des gains d'espérance de vie, mais comporte une grande part d'incertitude.

À partir des projections des quotients de mortalité, nous pouvons calculer des espérances de vie à 60 ans. Nous utilisons deux définitions distinctes. La première est l'espérance de vie dite « instantanée » et correspond à la notion utilisée dans la loi de 2003. En toute rigueur, cette notion d'espérance de vie n'est égale à celle de la génération que si la mortalité reste constante à tous âges après que la génération a atteint l'âge de 60 ans. L'espérance de vie instantanée est en effet calculée comme celle d'une génération fidéte qui aurait, à tous âges, la probabilité de décès de la génération atteignant ces âges à l'heure actuelle. La seconde définition est l'espérance de vie par génération – tenant compte de la diminution de la mortalité projetée dans le futur – et correspond à l'espérance de vie effective de la génération considérée. Alors que les espérances de vie instantanées sont tirées directement des projections de l'Insee, la part des extrapolations dans le calcul des espérances de vie est croissante au cours du temps pour le cas de l'espérance de vie par génération. Cette définition est donc davantage dépendante de la fiabilité de l'hypothèse d'évolution linéaire des quotients de mortalité aux âges élevés. Nous obtenons les profils d'évolution d'espérance de vie à 60 ans présentés par le graphique ci-dessous, en niveau et en variation.

Sur toute la période, l'espérance de vie à 60 ans instantanée augmente d'environ 5,8 ans (6,2 pour les hommes, 5,4 ans pour les femmes), et l'espérance de vie par génération augmente d'environ 5,6 ans (5,2 pour les femmes, 6 pour les hommes). L'augmentation est donc légèrement moins importante pour l'espérance de vie par génération, traduisant un rythme de diminution de la mortalité de moins en moins fort au cours du temps, dans les projections démographiques de l'Insee.

Graphique

Espérances de vie à 60 ans (instantanée et par génération)

A - Espérance de vie instantanée

<figure><img src="image_21.png" /></figure>
Graphique (suite)

B - Espérance de vie par génération

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

Lecture : les courbes figurant en haut de chaque figure donnent les évolutions en niveau, les courbes du bas donnent les variations entre générations successives. Pour les femmes de la génération 1965, l'espérance de vie à 60 ans « instantanée », calculée comme prévu par la loi de 2003 est de 28,8 ans, et l'espérance de vie par génération est de 31,1 ans. Les évolutions de l'espérance de vie sont moins lisses en instantané que dans les générations, ce qui explique l'à-coup observé sur le graphique A en début de période, correspondant au rebond de l'espérance de vie qui a suivi l'épisode de la canicule de 2003.

Source : Insee, projection de population 2007-2060 (scénario central) et extrapolation linéaire des quotients de mortalité.