Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif

Au format Texte : numéro 2021 Retrouvez toutes nos données sur www.data.drees.sante.gouv.fr L es situations de pauvreté peuvent se caractériser par un faible niveau de vie, mais également par des ressources instables. Cette variabilité introduit une incertitude qui peut entretenir, chez les plus modestes, un sentiment d’incapacité à faire face à des dépenses imprévues (Papuchon, 2020). Ainsi, avoir son attention accaparée par la gestion quotidienne d’un budget peut constituer un frein à la sortie de la pauvreté (Mullainathan et Shafir, 2013). Les personnes les plus modestes sont, de fait, celles dont le niveau de vie est le plus instable. Pour elles, les prestations sociales assurent non seulement un minimum pour vivre, mais elles atténuent également les chocs de revenu auxquels elles peuvent être confrontées. Durant les périodes de récession, assurance chômage, prestations sociales et prélèvements participent de manière essentielle à amortir les pertes de revenus extrêmes (Busch, et al., 2018). Dans cette étude, le rôle stabilisateur des transferts publics (prestations, mais aussi prélèvements obligatoires) est évalué par leur contribution à la réduction des variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif, selon leur niveau de vie. Quatre catégories de transferts publics sont prises en compte : les prestations de solidarité, les prestations familiales, les prélèvements et l’assurance chômage (encadré 1). Le niveau de vie Raphaël Lardeux (DREES) d’une personne est ici défini comme les Les transferts publics comprennent des transferts fiscaux et sociaux tels que l’assurance chômage, les prestations familiales et de solidarité ainsi que les prélèvements obligatoires. En plus de concourir à la réduction des inégalités, ils participent à la stabilisation des niveaux de vie. Ce rôle stabilisateur peut s’évaluer en mesurant leur contribution à la réduction de la variabilité annuelle du niveau de vie avant transferts. En moyenne, entre 2011 et 2016, les transferts publics amortissent ainsi 70 % des variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif: environ 80 % autour du premier décile de niveau de vie après transferts et encore 20 % pour le neuvième décile. L’assurance chômage contribue de façon primordiale à la stabilisation du niveau de vie : elle absorbe près de la moitié de la variabilité du niveau de vie avant transferts des personnes se situant entre le deuxième et le quatrième décile de niveau de vie. Les prestations sociales constituent également un filet de sécurité particulièrement efficace chez les plus modestes. Concernant les prélèvements, en raison d’un décalage entre les années de déclaration et de paiement sur la période d’étude, l’impôt sur le revenu et la taxe d’habitation ont plutôt tendance à accroître la variabilité des niveaux de vie chez les plus aisés. À niveau de vie moyen identique, les transferts publics – en particulier les allocations logement – réduisent nettement les disparités de variabilité annuelle de niveau de vie entre locataires et propriétaires. avril 1191 Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 2 numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif ressources de son « ménage fiscal », c’està-dire de l’ensemble des foyers fiscaux rattachés à son logement, rapportées au nombre d’unités de consommation de ce ménage fiscal (encadré 2). Le niveau de vie initial est mesuré avant transferts, tandis que le niveau de vie final inclut les transferts ; tous deux sont corrigés des effets de cycle de vie (encadré 1), de façon à gommer le fait que le niveau de vie tend à progresser avec l’âge au cours de la vie active. Les individus sont ensuite classés sur une échelle de niveau de vie final moyen sur la période d’observation selon la position qu’ils occupent par rapport aux autres individus de la même génération. La variabilité annuelle du niveau de vie rend compte de ses fluctuations autour d’une tendance stable (encadré 3). L’analyse est menée à partir des données de l’Échantillon démographique permanent (EDP) entre 2011 et 2016, période qui ne connaît pas de choc économique majeur. Les effets amortisseurs mis en évidence sont ainsi propres à des trajectoires individuelles. S’ils ne sauraient être immédiatement transposés à des situations de crise telles qu’on en rencontre aujourd’hui, leur analyse fournit des enseignements sur la capacité des transferts publics à soutenir le niveau de vie des ménages, des plus modestes aux plus aisés. Le niveau de vie avant transferts des 10 % des individus les plus modestes est près de quatre fois plus variable que celui des 10 % les plus aisés La variabilité annuelle du niveau de vie initial, constitué par les revenus ENCADRÉ 1 Les niveaux de vie et leurs composantes Deux notions de niveau de vie Le niveau de vie d’une personne est ici défini comme la somme des ressources des foyers fiscaux répertoriés dans son logement – son « ménage fiscal » – rapportée au nombre d’unités de consommation de ce ménage1 . Cette mesure permet de comparer des individus appartenant à des ménages de composition différente. Dans cette étude, on distingue deux notions de niveau de vie selon la nature des revenus considérés : • Le niveau de vie initial avant transferts comprend les revenus d’activité, les revenus du patrimoine et de remplacement déclarés fiscalement (hors allocations chômage) et les revenus imputés des produits financiers non déclarés, avant prélèvements2. • Le niveau de vie final après transferts inclut l’indemnisation chômage, les prestations familiales, les prestations sociales de solidarité et les prélèvements selon le détail suivant : 1. Les allocations chômage déclarées à l’impôt sur le revenu. Il s’agit principalement de l’aide au retour en l’emploi, mais aussi de l’allocation de solidarité spécifique, qui est un minimum social, de l’allocation temporaire d’attente et l’allocation équivalent retraite. 2. Les prestations sociales de solidarité regroupent les minima sociaux (revenu de solidarité active, allocation adulte handicapé, minimum vieillesse), les allocations logement, mais également la prime pour l’emploi jusqu’en 2015, puis la prime d’activité en 2016. 3. Les prestations familiales comprennent les prestations d’entretien en faveur des familles (allocations familiales, complément familial, allocation de soutien familial et allocation de rentrée scolaire), les prestations d’accueil du jeune enfant (allocation de base, prime à la naissance et allocations versées pendant le congé parental mais pas les compléments mode de garde), et l’allocation d’éducation de l’enfant handicapé. 4. Les prélèvements pris en compte sont l’impôt sur le revenu (IR) net d’avoirs fiscaux et de crédits d’impôts (hors PPE)3 , la taxe d’habitation (TH), le prélèvement libératoire sur les revenus mobiliers, la contribution sociale généralisée (CSG) et la contribution au remboursement de la dette sociale (CRDS). Pour une année donnée, l’IR et la TH pris en compte sont ceux versés cette année-là, reconstitués à partir des déclarations de l’année précédente. Certains prélèvements et transferts – en particulier les cotisations sociales et les compléments mode de garde – ne peuvent être inclus dans l’analyse faute de données. Les indemnités journalières de maladie, maternité, paternité, d’accident du travail et de maladie professionnelle sont, au moins partiellement, déclarées avec les salaires et traitements. Elles sont donc considérées comme du revenu initial et leur rôle stabilisateur n’est pas pris en compte dans cette analyse. L’Insee recalcule l’IR et les prélèvements sociaux (CSG, CRDS) et reconstitue par imputation une large partie des prestations sociales sur la période étudiée (Insee, 2019). Une distribution du niveau de vie corrigée des effets de cycle de vie Les individus EDP (encadré 2) sont classés selon leur position dans la distribution du niveau de vie final moyen lors de la période d’observation de leurs ressources. Compte tenu de la tendance générale d’évolution du niveau de vie au cours du cycle de vie, une telle distribution risque de surestimer la proportion de jeunes parmi les plus modestes et celle de personnes plus âgées parmi les plus aisés. De plus, une partie de la variabilité du niveau de vie provient purement de la tendance croissante d’évolution des revenus au cours du cycle de vie. Exclure cette composante de la variabilité permet de comparer des personnes d’âges différents indépendamment de leur position dans le cycle de vie4 . Pour ces raisons, il paraît nécessaire de corriger les niveaux de vie afin de raisonner à position donnée dans le cycle de vie, selon la méthode décrite par Guvenen, et al. (2013) et Pora et Wilner (2020)5 . Dans un premier temps, pour chaque année d’observation, les niveaux de vie sont purgés d’effets d’âge estimés par régression linéaire du niveau de vie sur des indicatrices d’âge6 , ce qui permet ensuite d’attribuer à chaque individu « un niveau de vie final moyen », moyenne sur la période d’observation de son niveau de vie corrigé des effets du cycle de vie. Ainsi, les écarts de niveau de vie associés à l’âge sont effacés. Dans un second temps, les individus sont classés selon leur position dans la distribution du niveau de vie final moyen corrigé au sein de leur génération. Ainsi, la composition générationnelle d’un quantile respecte par construction celle de l’ensemble de la population. 1. Les notions de ménage et de niveau de vie retenus dans cette étude sont proches conceptuellement mais ne correspondent pas exactement à ceux définis par l’Insee pour l’analyse des inégalités à partir des Enquêtes sur les revenus fiscaux et sociaux (ERFS). 2. Les gains de levée d’option, les plus-values et les revenus au quotient sont exclus du niveau de vie dans la mesure où leur nature exceptionnelle et les arbitrages permis par leur imposition engendreraient une volatilité artificielle dans le haut de la distribution. 3. Sont exclus l’impôt sur les revenus soumis au taux forfaitaire, l’impôt sur les plus-values et sur les revenus exceptionnels pour lesquels le système du quotient s’applique ainsi que la CSG-CRDS sur les gains de levée d’options. 4. Cela ne signifie pas pour autant que la volatilité est la même quel que soit l’âge de la personne, étant donné que les variations du niveau de vie autour de sa tendance peuvent dépendre de l’âge. 5. Dans ces analyses, la distribution d’intérêt est constituée sur une période antérieure à celle sur laquelle la volatilité est calculée, tandis que la présente étude construit cette distribution selon le niveau de vie moyen sur la même période que celle utilisée pour obtenir la volatilité. 6. En revanche, les effets année ne sont pas retirés afin de prendre également en compte la stabilisation des chocs agrégés. 3 numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 1. Dans cette étude, les individus sont classés selon leur niveau de vie final moyen (encadré 1). En fonction de ce classement et du degrés de finesse requis par l’analyse, ils sont ensuite répartis en groupes de taille identique : cent groupes séparés par des percentiles, dix groupes séparés par des déciles ou cinq groupes séparés par des quintiles. « primaires », c’est-à-dire pour l’essentiel par les revenus d’activité et du patrimoine (encadré 1) est particulièrement élevée pour les ménages les plus modestes, principalement du fait de ceux qui déclarent des revenus quasi nuls certaines années (graphique 1). Elle décroît régulièrement et se stabilise autour du huitième décile1 de niveau de vie, puis remonte très légèrement pour les plus aisés. Ainsi, les personnes les plus modestes sont aussi celles pour lesquelles ENCADRÉ 2 Source et description de l’échantillon Un échantillon d’individus EDP suivis au fil des années L’échantillon démographique permanent (EDP) réunit cinq sources de données exploitées ici entre 2011 et 2017 : les bulletins statistiques d’état civil, les enquêtes annuelles de recensement (EAR), le fichier électoral, le panel d’actifs « tous salariés » des déclarations annuelles des données sociales et les données socio-fiscales issues des déclarations d’impôt sur le revenu, de taxe d’habitation et des fichiers de gestion de la Caisse nationale des allocations familiales, de la Caisse nationale de l’assurance vieillesse et de la Caisse centrale de la mutualité sociale agricole. Les individus EDP sont toutes les personnes nées un des quatre premiers jours d’avril, de juillet, d’octobre ou bien entre le 2 et le 5 janvier pour lesquelles l’une au moins de ces sources est renseignée. Outre une riche information administrative, l’EDP offre également un champ large et assure un suivi annuel de la situation familiale, résidentielle, professionnelle et des ressources de plus de 4,4 % des Français ainsi que de chacun des membres de leur ménage fiscal, constitué par le regroupement des foyers fiscaux répertoriés dans leur logement (Insee, 2019). Les personnes vivant dans des structures collectives, en logement précaire ou sans domicile sont exclues du champ. Cette étude se focalise sur les individus EDP de France métropolitaine, âgés de 20 à 64 ans, ne déclarant pas recevoir de pension de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 20161 . L’échantillon final comprend 6,48 millions d’observations sur 1,16 million d’individus EDP observés au moins trois fois entre 2011 et 2016. Les individus situés en deçà du 2e percentile et au-delà du 98e percentile de niveau de vie final moyen sur la période 2011-2016 (encadré 1) sont conservés dans l’échantillon, mais les inter-percentiles correspondants ne sont pas représentés graphiquement. En effet, dans ces deux cas extrêmes, la position de l’individu dans la distribution peut résulter d’une connaissance imparfaite de ses ressources (notamment parce que les prestations et les revenus financiers non déclarés sont reconstitués par imputation dans l’EDP et parce que les revenus exceptionnels n’entrent pas dans le revenu disponible). 1. Se restreindre aux individus présents chaque année dans les données pourrait biaiser la mesure des niveaux de vie, notamment si les personnes aux ressources les plus instables, parfois non-imposables, déclarent moins systématiquement leurs revenus. Structure de l’échantillon en 2015 Ensemble Quintile de niveau de vie final moyen corrigé des effets de cycle de vie Premier Deuxième Troisième Quatrième Cinquième Âge moyen (années) 43 43 43 43 43 43 Sexe (%) Femmes 51 55 52 51 50 49 Hommes 49 45 48 49 50 51 Diplôme (%) Sans diplôme 9 22 11 7 4 2 < Bac 33 44 44 37 27 14 Bac 21 19 23 23 21 16 > Bac 37 16 22 33 48 68 Contrat de travail (%) CDI 81 63 78 84 87 88 CDD 9 16 10 7 6 6 Autre contrat 10 20 12 8 6 6 Type de ménage fiscal (%) Personne seule 14 18 16 13 12 11 Famille monoparentale 10 17 12 8 6 5 Couple sans enfant 18 10 14 18 22 25 Couple avec enfant(s) 52 46 51 54 54 55 Ménage complexe 7 9 7 7 6 5 Nombre moyen de personnes dans le ménage fiscal 3 3 3 3 3 3 Statut d’occupation (%) Propriétaire 62 32 53 68 76 81 Locataire 38 68 47 32 24 19 Niveau de vie mensuel moyen (en euros) initial 2 250 684 1 426 1 944 2 540 4 649 final 2 061 986 1 471 1 829 2 268 3 745 Contribution mensuelle moyenne (en euros) des… allocations chômage 81 91 92 76 69 77 prestations familiales 47 80 56 43 36 23 prestations sociales 65 203 64 27 17 13 prélèvements -382 -72 -168 -261 -393 -1 016 Nombre d’observations 1 066 799 213 195 213 532 213 213 213 257 213 602 Note • Les individus sont classés selon leur position par rapport aux quintiles de niveau de vie final moyen corrigé des effets de cycle de vie (encadré 1). Dans la partie basse du tableau, les niveaux de vie et transferts publics observés en 2015 ne sont pas retraités. Lecture • En 2015, 51 % des individus du champ sont des femmes. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. 4 numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 2. Contrairement à Blundell, et al. (2008), cette étude ne fait pas de distinction entre chocs permanents et transitoires. le niveau de vie initial est le plus variable : le niveau de vie initial des 10 % les plus modestes est près de quatre fois plus volatile que celui des 10 % les plus aisés. Après redistribution par les transferts publics, la variabilité annuelle du niveau de vie est nettement atténuée, mais reste plus forte pour les plus pauvres. Le niveau de vie final des 10 % les plus modestes est ainsi 1,4 fois plus variable que celui des 10 % les plus aisés. Les transferts publics absorbent 70 % des chocs annuels de niveau de vie En lissant les variations de ressources primaires des ménages, les transferts publics les assurent ainsi contre les chocs qui affectent leurs revenus d’activité, de patrimoine et leur structure familiale. Cette assurance peut se mesurer par la part des variations annuelles de niveau de vie initial absorbée par les transferts publics (de manière similaire à Blundell, et al., 2008)2. Si les chocs se répercutent entièrement sur le niveau de vie final, alors les transferts publics ne réduisent pas la variabilité initiale et l’intensité de l’assurance est nulle. Inversement, elle est maximale (100 %) si ces variations sont totalement amorties (encadré 3). Les transferts publics absorbent en moyenne 70 % des variations annuelles de niveau de vie initial. Autour du premier décile de niveau de vie final, la variabilité initiale est amortie à hauteur de 80 % (graphique 2). Cette intensité de l’assurance opérée par les transferts publics est très élevée dans les premiers déciles de niveau de vie, qui concentrent des trajectoires de niveau de vie initial particulièrement variables et fortement lissées par les transferts publics. Elle décroît progressivement au fur et à mesure que le niveau de vie augmente, mais elle reste importante, GRAPHIQUE 1 Variabilité de niveau de vie 0,0 0,5 1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 Percentile de niveau de vie final Variabilité du niveau de vie selon la position dans la distribution du niveau de vie final (ratio par rapport à la variabilité au voisinage du niveau de vie final médian) Niveau de vie initial Niveau de vie final Référence (variabilité = 1) Note • Pour chaque intervalle inter-percentile, la variabilité est mesurée par l'écart-type des différences annuelles du logarithme du niveau de vie corrigé du cycle de vie. Elle est exprimée en ratio par rapport à la variabilité du niveau de vie des individus situés entre le 49e et le 50e percentile. Par construction, les variabilités des niveaux de vie initial et final sont donc égales à 1 au niveau de cette référence. Lecture • Par rapport aux individus situés autour du niveau de vie final médian, ceux situés à proximité du dixième percentile ont un niveau de vie initial 3 fois plus volatile et une niveau de vie final 1,6 fois plus volatile. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. ENCADRÉ 3 Méthode Mesurer la variabilité du niveau de vie La variabilité annuelle du niveau de vie est mesurée par l’écart-type des différences annuelles du logarithme du niveau de vie corrigé du cycle de vie. Cette approche en différence inspirée par Guvenen, et al. (2016) évite de considérer comme « volatile » une tendance régulière dans l’évolution du niveau de vie individuel. Raisonner en logarithme permet de prendre en compte des variations de niveau de vie proportionnelles, plus pertinentes que des variations additives lorsque l’on compare des individus issus de divers percentiles de la distribution. Enfin, l’écart-type fournit une mesure des variations annuelles moyennes en valeur absolue. Mener une analyse à fréquence annuelle amène à sous-estimer la variabilité des ressources par rapport à une approche infra-annuelle. Bénéficier de données mensuelles fournirait non seulement une information plus fine sur les trajectoires individuelles, mais permettrait également de prendre en compte plus systématiquement les décalages temporels entre la détermination de l’éligibilité à certaines prestations et leur versement effectif. Mesurer l’intensité de l’assurance opérée par les transferts publics L’intensité de l’assurance capte la contribution des transferts publics à la réduction de la volatilité de niveau de vie initial. Formellement, en notant i et f les différences de logarithme des niveaux de vie initial et disponible respectivement, et en définissant les variations de transferts publics comme l’écart entre les deux t = i – f, cet indicateur est mesuré par le coefficient de la régression des variations annuelles de transferts sur celles du niveau de vie initial cov(i, t) / var(i). De manière générale, l’intensité de l’assurance est comprise entre 0, si les transferts publics n’amortissent pas les fluctuations du niveau de vie initial1 qui se répercutent alors intégralement sur le niveau de vie final, et 1, lorsqu’ils les amortissent parfaitement, auquel cas le niveau de vie final reste stable. En principe, l’intensité de l’assurance peut être négative si les transferts publics amplifient les fluctuations du niveau de vie initial ou supérieure à 1 si une variation dans un sens du niveau de vie initial entraîne une variation du niveau de vie final dans l’autre. En pratique, ces situations sont vraisemblablement rares. 1. Par exemple dans le cas de transferts purement proportionnels au niveau de vie initial. 5 numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 3. Voir le Panorama de la DREES Minima sociaux et prestations sociales - édition 2020, pour une présentation détaillée de la structure des prestations sociales. 4. Ménages fiscaux dont le nombre d’unités de consommation reste constant tout au long de la période. 5. Les tableaux complémentaires sont disponibles dans les données associées à l’étude sur le site internet de la DREES. 6. L’importance de l’assurance chômage dans les premiers percentiles peut s’expliquer par la comptabilisation de l’allocation de solidarité spécifique au sein de cette catégorie plutôt que parmi les prestations sociales. passant d’une réduction de la volatilité d’environ 75 % au niveau du deuxième décile à près de 50 % au niveau de la médiane et encore de 20 % au niveau du neuvième décile. L’ampleur de cette stabilisation assurée par les transferts publics pour les plus modestes résulte d’un double mécanisme. D’une part, les transferts représentent une proportion élevée et stable de leurs ressources, qui s’élève en moyenne à 30 % autour du premier décile, et constituent ainsi un filet de sécurité (tableau de l’encadré 2). D’autre part, la plupart de ces transferts sont conçus pour s’ajuster à la hausse lorsque le niveau de vie initial du ménage diminue, réduisant ainsi les pertes de niveau de vie final. Ainsi, à la suite d’une perte d’emploi, l’assurance chômage représente une proportion déterminée de l’ancien salaire (en général 57 %) versée pour une durée maximale de deux ans (pour les allocataires de moins de 53 ans). Pour leur part, par construction, les prestations de solidarité ne peuvent être reçues par un ménage que si ses ressources se situent en deçà d’un seuil d’éligibilité et leurs montants sont définis selon un barème décroissant avec les ressources du ménage, qui vise précisément à compenser d’éventuelles pertes de ressources. Certaines prestations familiales telles que les allocations familiales, l’allocation de base de la prestation d’accueil du jeune enfant (PAJE) ou le complément familial sont également sous conditions de ressources et prévoient des montants d’autant plus élevés que les ressources sont faibles. Suite à une baisse de niveau de vie initial, les prestations sociales s’ajustent plus ou moins rapidement selon que les ressources sont évaluées sur une période plus ou moins récente (trois derniers mois pour le revenu de solidarité active ; avant-dernière année pour les prestations familiales). Cependant, des mécanismes d’abattement et de neutralisation sont prévus afin de réduire ces délais en cas de choc défavorable important3. Enfin, l’impôt sur le revenu joue un rôle assurantiel comparable, puisqu’il s’agit d’un impôt progressif : lorsque le revenu imposable diminue, le montant à acquitter baisse plus que proportionnellement. Par ailleurs, on peut relever que la variabilité des niveaux de vie provient pour partie de changements de structure familiale (mise en couple, naissance, rupture). Pour autant, l’intensité de l’assurance opérée par les transferts publics n’est pas spécifique à ces changements familiaux. En effet, elle conserve un profil similaire, même en restreignant l’analyse à des ménages ayant une situation familiale stable tout au long de la période4 (tableau complémentaire A5). L’assurance chômage joue un rôle stabilisateur primordial, même chez les plus aisés Quelle que soit la position des personnes dans l’échelle des niveaux de vie, l’assurance chômage est le principal stabilisateur (graphique 3). Sa contribution à la réduction de la variabilité GRAPHIQUE 2 Intensité de l’assurance opérée par les transferts publics 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 Percentile de niveau de vie final Part des variations de niveau de vie initial amortie par les transferts publics (en %) Lecture • Autour du 20e percentile de niveau de vie disponible moyen, 73 % des chocs de niveau de vie initial sont absorbés par les transferts publics. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. GRAPHIQUE 3 Contribution des transferts publics à la réduction de la variabilité de niveau de vie -20 -10 0 10 20 30 40 50 60 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 Percentile de niveau de vie final Part des variations de niveau de vie initial amortie par chacun des transferts (en %) Assurance chômage Prestations familiales Prestations de solidarité Prélèvements Lecture • Autour du 20e percentile de niveau de vie disponible moyen, 73 % des chocs de niveau de vie initial sont absorbés par les transferts publics : 48 % par l’assurance chômage, 9 % par les prestations familiales et 17 % par les prestations de solidarité. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. 6 numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 7. Classer les individus selon le revenu disponible de leur ménage amènerait plutôt à considérer comme pauvres des personnes seules. Dans ce cas, les prestations familiales présenteraient un profil « en cloche » avec une contribution stabilisatrice plus importante au milieu de la distribution (supérieure à 10 % au niveau de la médiane) tandis que les prestations de solidarité, ciblées sur les premiers percentiles, présenteraient un profil plus fortement décroissant. 8. La contribution des prestations de solidarité, y compris au-delà de la médiane des niveaux de vie, trouve plusieurs explications. Premièrement, certains individus situés en moyenne dans le haut de la distribution du niveau de vie disponible peuvent avoir connu des chocs importants (perte d’emploi, rupture conjugale…) et bénéficier de ces prestations certaines années. Même s’ils sont peu nombreux, le rôle stabilisateur des prestations de solidarité est très important pour eux. Deuxièmement, le fait qu’un ménage fiscal puisse englober plusieurs foyers sociaux peut expliquer la présence de prestations de solidarité dans ses ressources, quand bien même celles-ci sont élevées. Par exemple, les allocations logement reçues par des enfants non cohabitants mais rattachés au foyer fiscal de leurs parents sont, dans cette étude, comptabilisées dans les ressources de ces derniers. 9. Le statut d’occupation est celui de l’observation la plus récente de l’individu. initiale présente une forme en cloche selon la position de l’individu dans la distribution du niveau de vie final6. Elle absorbe ainsi plus du tiers des variations de niveau de vie initial des 20 % les plus modestes, près de la moitié pour les 20 % suivants et encore un cinquième parmi les 20 % les plus aisés (tableau 1). En effet, les individus aux ressources les plus faibles touchent moins souvent les allocations chômage que les individus médians, tandis que les plus aisés sont plus rarement au chômage. Les prestations familiales et les prestations sociales de solidarité jouent également un rôle stabilisateur essentiel pour les premiers déciles de niveau de vie, puisque le cumul de leurs contributions rejoint celle de l’assurance chômage pour les 20 % des individus les plus modestes (tableau 1). L’importance des prestations familiales chez les plus pauvres s’explique principalement par le choix d’un classement selon le niveau de vie : les personnes considérées ici comme les plus modestes appartiennent plus souvent à des familles monoparentales et des familles nombreuses (tableau de l’encadré 2). Les prestations familiales constituent donc une part importante de leurs ressources7. Le rôle stabilisateur des prestations de solidarité perd progressivement de l’ampleur à mesure que l’on progresse dans l’échelle des niveaux de vie, mais il reste significatif au-delà des premiers déciles. Ainsi, ces prestations contribuent pour 6 points à la réduction de la volatilité annuelle de niveau de vie pour les personnes de niveau de vie médian (troisième quintile)8. Enfin, les prélèvements ont plutôt tendance à accroître la variabilité du niveau de vie final, ce qui résulte principalement du décalage temporel entre l’année de déclaration des revenus et l’année où l’impôt sur le revenu et la taxe d’habitation sont acquittés. Cette contribution positive à la variabilité devrait disparaître dans les années postérieures à la période de l’étude du fait du prélèvement à la source de l’impôt sur le revenu et de la suppression de la taxe d’habitation pour une large partie des contribuables. À niveau de vie donné, les allocations logement jouent un rôle fort de stabilisateur automatique pour les locataires La position sur l’échelle du niveau de vie final ne rend pas compte de l’hétérogénéité de la variabilité individuelle de niveau de vie. À niveau de vie moyen identique, certaines populations présentent des évolutions plus instables que d’autres. Les transferts publics atténuent non seulement les écarts de volatilité entre personnes ayant des niveaux de vie différents, mais ils les réduisent également, à niveau de vie donné, entre des personnes dotées de ressources plus ou moins volatiles. La stabilité de revenus est généralement une condition préalable à l’accès à la propriété. De fait, avant transferts, quel que soit le niveau de vie moyen, celui des locataires9 est environ 1,5 fois plus variable que celui des propriétaires, accédants ou non (graphique 4). Les transferts publics réduisent cet écart, TABLEAU 1 Contribution des transferts publics à la réduction de la variabilité de niveau de vie En % Quintile de niveau de vie final Premier Deuxième Troisième Quatrième Cinquième Part amortie par les transferts (en %) dont : 80 66 49 34 17 … l’assurance chômage 40 48 41 33 23 … les prestations familiales 20 6 4 3 1 … les prestations de solidarité 20 12 6 4 3 … les prélèvements 0 -1 -3 -6 -10 Lecture • Parmi les 20 % les plus aisés, 17 % des variations de niveau de vie initial sont amorties par les transferts publics. La variabilité initiale est réduite de 23 % par l’assurance chômage, de 1 % par les prestations familiales et de 3 % par les prestations de solidarité, tandis qu’elle est accrue de 10 % par les prélèvements. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. GRAPHIQUE 4 Variabilité du niveau de vie initial selon le statut d’occupation du logement 0,0 0,5 1,0 1,5 2,0 2,5 3,0 3,5 4,0 4,5 5,0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Décile de niveau de vie final Variabilité du niveau de vie selon la position dans la distribution du niveau de vie final (ratio par rapport à la variabilité dans l’ensemble de la population autour du niveau de vie final médian) Propriétaire Locataire Note • Pour chaque intervalle inter-percentile, la variabilité est mesurée par l’écart-type des différences annuelles du logarithme du niveau de vie corrigé du cycle de vie. Elle est exprimée en ratio par rapport à la variabilité du niveau de vie des individus situés entre le 49e et le 50e percentile dans l’ensemble de la population. Lecture • Par rapport aux individus situés autour du niveau de vie final médian, les 10 % les plus modestes ont un niveau de vie initial 4,1 fois plus variable s’ils sont locataires et 2,9 fois plus s’ils sont propriétaires. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017. 7 LA DREES SUR INTERNET Retrouvez toutes nos publications sur notre site drees.solidarites-sante.gouv.fr Retrouvez toutes nos données sur data.drees.solidarites-sante.gouv.fr Pour recevoir nos avis de parution drees.solidarites-sante.gouv.fr/etudes-etstatistiques/publications/avis-de-parution Les destinataires de cette publication sont informés de l’existence à la DREES d’un traitement de données à caractère personnel les concernant. Ce traitement, sous la responsabilité du directeur de la publication, a pour objet la diffusion de la publication de la DREES. Les données utilisées sont l’identité, la profession, l’adresse postale personnelle ou professionnelle. Conformément aux dispositions de la loi du 6 janvier 1978 relative à l’informatique, aux fichiers et aux libertés, les destinataires disposent d’un droit d’accès et de rectification aux données les concernant ainsi qu’un droit d’opposition à figurer dans ce traitement. Ils peuvent exercer ces droits en écrivant à : DREES - Bureau des Publications et de la Communication - 14 avenue Duquesne - 75 350 Paris 07 SP ou en envoyant un courriel à : drees-infos@sante.gouv.fr Directeur de la publication : Fabrice Lenglart Responsable d’édition : Valérie Bauer-Eubriet Rédactrice en chef technique : Sabine Boulanger Secrétaire de rédaction : Élisabeth Castaing Composition et mise en pages : Stéphane Jeandet Conception graphique : Julie Hiet et Philippe Brulin Pour toute information : drees-infos@sante.gouv.fr Reproduction autorisée sous réserve de la mention des sources • ISSN électronique 1146-9129 • AIP 0001384 La DREES fait partie du Service statistique public piloté par l’Insee. numéro 1191 2021 avril Assurance chômage, prestations sociales et prélèvements obligatoires atténuent de 70 % les variations annuelles de niveau de vie des personnes d’âge actif 10. Conceptuellement, la mesure du niveau de vie des ménages propriétaires occupant gagnerait à être relevée d’un « loyer imputé » (production de service de logement pour compte propre) pour améliorer sa comparabilité avec la mesure du niveau de vie des ménages locataires. Mais cela n’est pas fait par l’Insee dans sa mesure standard du niveau de vie, et cela serait difficile à faire sur les données mobilisées dans cette étude. POUR EN SAVOIR PLUS • Les codes sources de l’étude sont disponibles sur le Gitlab de la DREES. • Blundell, R., Pistaferri, L., Preston, I. (2008, décembre). Consumption inequality and partial insurance. American Economic Review, 98(5), pp. 1887-1921. • Busch, C., et al. (2018, mai). Asymmetric business-cycle risk and social insurance. National Bureau of Economic Research, Working Paper, 24569. • Guvenen, F., et al. (2013, octobre). What do data on millions of U.S. workers say about life cycle income risk? University of Michigan, Michigan Retirement Research Center, Working Papers, 302. • Insee (2019, octobre). Bilan de production Filosofi 2016. • Mullainathan, S., Shafir, E. (2013, septembre). Scarcity: Why Having Too Little Means So Much. England, Allen Lane. • Papuchon, A. (2020, mai). En 2018, une personne sur quatre a souvent du mal à boucler ses fins de mois. DREES, Études et Résultats, 1149. • Pora, P., Wilner, L. (2020, avril). A decomposition of labor earnings growth: Recovering Gaussianity? Labour Economics, 63(C). voire l’annulent pour les plus modestes (tableau complémentaire B). Les locataires bénéficient ainsi d’un effet amortisseur nettement plus marqué que les propriétaires (graphique 5). Parmi les 10 % les plus modestes10, les transferts publics absorbent ainsi 67 % des variations de niveau de vie chez les propriétaires et 84 % chez les locataires. Autour du premier décile, la part des transferts publics dans le revenu disponible du ménage fiscal, évaluée en moyenne entre 2011 et 2016, s’élève à 16 % chez les propriétaires et à 40 % chez les locataires. Ces différences résultent principalement des aides au logement qui assurent un filet de sécurité important pour les locataires (respectivement 3 % et 12 % du revenu disponible des propriétaires et des locataires). En leur absence, l’intensité de l’assurance au niveau du premier décile serait de 62 % chez les propriétaires et 69 % chez les locataires (graphique 5). Outre leur rôle redistributif classique, les allocations logement permettent de lisser les fluctuations de niveau de vie des locataires, leur assurant ainsi une stabilité comparable à celle des propriétaires.  GRAPHIQUE 5 Intensité de l’assurance selon le statut d’occupation du logement 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Décile de niveau de vie final Part des variations de niveau de vie initial amortie par les transferts publics (en %) Propriétaires (tous transferts) Locataires (tous transferts) Propriétaires (hors allocations logement) Locataires (hors allocations logement) Lecture • Parmi les 10 % les plus modestes, les transferts publics absorbent 67 % des variations de niveau de vie chez les propriétaires et 84 % chez les locataires. Si l’on retranche l’effet des allocations logement, ces contributions sont de 62 % et 69 % respectivement. Champ • Individus EDP âgés de 20 à 64 ans, résidant en France métropolitaine, ne déclarant pas percevoir de retraite et dont les ressources sont observées au moins trois fois entre 2011 et 2016. Source • EDP 2011-2017.