Parmi les dépendants, les personnes âgées représentent une charge particulièrement importante, car ils consomment beaucoup par rapport aux enfants. C’est pour cette raison que, lorsqu’on parle du vieillissement de la population, on s’intéresse souvent plus spécifiquement au nombre d’actifs par personne âgée plutôt qu’au nombre d’actifs par dépendant. Cette quantité, qu’on appelle parfois “ratio de soutien des personnes âgées”, est généralement définie comme le nombre de personnes entre 15 et 64 ans par personne de 65 ans ou plus, même si toutes les personnes entre 15 et 64 ans ne font pas partie de la population active et que certaines personnes de 65 ans ou plus en font partie. La proportion d’actifs parmi les personnes entre 15 et 64 ans et chez les gens de 65 ans ou plus dépend de nombreux facteurs qui peuvent varier de façon significative d’un pays à l’autre ou même dans un même pays à travers le temps, donc même si cette définition ne donne qu’un indicateur imparfait de ce qui nous intéresse vraiment, elle a l’avantage de la simplicité.

Depuis la fin de la Seconde guerre mondiale, si l’on excepte un bref sursaut au moment de l’entrée dans la vie active des baby boomers, le ratio de soutien n’a pas cessé de baisser et cette baisse a récemment accéléré avec l’arrivée des mêmes baby boomers à la retraite :

Ainsi, là où il y avait 6 actifs par retraité en 1945, il n’y en a plus que 3 aujourd’hui. Si on projette l’évolution de ce ratio d’ici à 2050, on voit qu’il va continuer à se dégrader avant de progressivement se stabiliser, puis de remonter légèrement jusqu’à environ 2,5 :

Cette projection a été obtenue par la méthode des composantes, qui est le type de modèle qu’utilisent la plupart des agences statistiques dans le monde pour faire des projections de population, y compris l’INSEE en France. Le modèle a été calibré à partir des microdonnées du recensement de l’INSEE.2

Le principe d’un modèle par cohortes et composantes est remarquablement simple. La population est divisée en groupes d’âge et de sexe, qui ont chacun un taux de mortalité propre, ainsi qu’un taux de fécondité dans le cas des femmes. On fait “vieillir” les cohortes en les faisant passer d’un groupe d’âge au suivant après application du taux de mortalité propre à leur groupe d’âge initial pour enlever ceux qui sont morts entretemps. Par ailleurs, à chaque itération, on calcule le nombre d’enfants qu’ont les femmes dans chaque cohorte pendant la période en utilisant les taux de fécondité par groupe d’âge et on ajoute le total des naissances au groupe des nouveau-nés. Enfin, pour tenir compte de la mobilité internationale, on ajoute à chaque groupe les gens dans ce groupe arrivés en France cette année et on retranche ceux qui ont quitté le pays.3 J’ai calculé les taux de fécondité par âge séparément pour les immigrés et les autochtones à partir des données du recensement pour 2020 et fait l’hypothèse qu’ils restaient constants pendant la durée de la simulation.4 J’ai fait la même hypothèse en ce qui concerne les taux de mortalité par âge et sexe, pour lesquels j’ai utilisé les taux publiés par l’INSEE sans distinguer immigrés et autochtones.5

Mais surtout cette projection fait l’hypothèse que le solde migratoire des immigrés et celui des autochtones va rester constant au niveau actuel, plus exactement à la moyenne des 15 dernières années. L’idée que, compte tenu du vieillissement de la population, l’immigration est indispensable pour éviter que la pression sur les actifs deviennent insupportable est l’un des arguments les plus populaires en faveur de l’immigration. On voit pourtant que, au niveau actuel, l’immigration ne suffira pas à éviter une dégradation du ratio de soutien des personnes âgées dans les 30 années à venir. Mais peut-être que, sans l’immigration, cette dégradation serait bien pire encore ? Pour le savoir, j’ai fait d’autres projections avec le même modèle, mais en faisant varier le taux d’immigration nette des immigrés de 0% à 1,5% tout en maintenant le taux d’immigration nette des non-immigrés au niveau actuel. Cet exercice permet non seulement de voir dans quelle mesure l’immigration au niveau actuel permet d’atténuer l’effet du vieillissement, mais aussi de voir dans quelle mesure cet effet serait plus important si le taux d’immigration nette des immigrés augmentait par rapport à son niveau actuel.

Voici un graphique qui montre le résultat de cet exercice, avec différents scénarios correspondant à différents taux d’immigration nette des immigrés :

On voit que, par rapport à un scénario dans lequel le solde migratoire des immigrés serait nul, le scénario dans lequel le taux d’immigration nette des immigrés reste à son niveau moyen au cours des 15 dernières années n’a quasiment aucun effet sur l’évolution du ratio de soutien des personnes âgées. L’idée que l’immigration va nous sauver d’une catastrophe sous la forme d’un vieillissement de la population accéléré est donc fausse. En l’espèce, à son niveau actuel, l’immigration va réduire l’effet du vieillissement sur le ratio de soutien des personnes âgées de 23,5%.6 Ce n’est pas rien, mais par rapport à l’ampleur de l’effet du vieillissement (notamment sur la longue durée), ce n’est pas grand-chose et ne nous empêchera certainement pas de devoir prendre des mesures pour s’adapter au vieillissement.

Il n’est pas forcément évident de se faire une idée de ce qu’un effet de cette taille représente, mais on peut rendre ça plus concret en calculant ce que ça implique pour le financement du système de retraite. Dans mon article sur l’impact du vieillissement de la population sur celui-ci, j’ai montré qu’il existait une relation entre le taux de cotisation au sens large τ et le taux de remplacement net ρ, qui s’exprime par les équations suivantes :

et

où A est le nombre d’actifs et R le nombre de retraités. Si on fait l’hypothèse que A / R va évoluer au même rythme que le ratio de soutien des personnes âgées, on peut utiliser cette relation pour calculer comment τ évoluerait si on faisait porter l’intégralité de l’effort supplémentaire dû au vieillissement sur les actifs et comment ρ évoluerait si on faisait porter l’intégralité de cet effort sur les retraités en fonction des scénarios sur le taux d’immigration nette des immigrés.7

Ce graphique montre le résultat de cet exercice dans le cas où on fait porter l’intégralité de l’effort sur les actifs :

On voit que, d’après cette projection, le taux de cotisation au sens large nécessaire pour financer le système de retraite si on fait porter l’intégralité de l’effort sur les actifs sera environ 1,2 points de pourcentage plus bas en 2050 que si le solde migratoire des immigrés était nul.

Ce graphique montre ce qui se passe dans le cas où on fait porter l’intégralité de l’effort sur les retraités :

On voit que, si on fait porter l’intégralité de l’effort sur les retraités, le taux de remplacement net serait environ 3,1 points de pourcentage plus bas en 2050 que si le solde migratoire des immigrés était de zéro.

Cet exercice est très approximatif et a pour seul but de donner un ordre de grandeur sur l’impact de l’immigration, mais je pense qu’il justifie amplement mon affirmation selon laquelle, à son niveau actuel, l’immigration ne change pas grand-chose au vieillissement. C’est d’autant plus vrai que mes calculs surestiment l’impact de l’immigration sur le taux de contribution ou le taux de remplacement net pour au moins 3 raisons :

1. ils supposent que le taux des emplois des immigrés resterait constant relativement à celui des autochtones si le taux d’immigration nette des immigrés augmentait alors qu’il baisserait probablement du fait que l’immigration deviendrait moins européenne et que les immigrés non-européens ont des taux d’emploi nettement inférieurs au taux d’emploi des autochtones,

2. ils supposent que les immigrés ont des revenus du travail identiques à ceux des autochtones alors qu’en réalité ils sont nettement plus faibles et

3. ils supposent que les enfants d’immigrés ont le même taux d’emploi et les mêmes revenus du travail que les autochtones sans aucun parent immigré alors qu’ils sont nettement inférieurs.

Par ailleurs, compte tenu de l’hostilité qu’exprime l’opinion publique à l’égard de l’immigration, une politique d’immigration massive serait politiquement difficile à mettre en place de manière durable.

Les graphiques que nous venons de présenter montrent que, pour que l’immigration atténue vraiment l’effet du vieillissement de manière significative, il faudrait que le solde migratoire des immigrés soit beaucoup plus important qu’aujourd’hui. Ainsi, pour que l’effet du vieillissement soit divisé par 2 d’ici à 2050, il faudrait que le taux d’immigration nette des immigrés soit multiplié par environ 2,1 et qu’il reste à ce niveau de manière constante pendant l’ensemble de cette période. Pour qu’il soit complètement éliminé et que le ratio de soutien des personnes âgées soit en 2050 au même niveau qu’en 2020, il faudrait que le taux d’immigration nette des immigrés soit multiplié par environ 3,5. On peut certes imaginer que le taux d’immigration pourrait atteindre de tels niveaux ponctuellement au cours de cette période, notamment en réponse à un choc comme la crise des réfugiés en 2015, mais compte tenu de l’état de l’opinion publique en France sur l’immigration il paraît totalement improbable que cela puisse durer très longtemps. En pratique, dès lors qu’on tient compte des contraintes politiques, l’idée que l’immigration pourrait nous sauver du vieillissement est donc une chimère.

Qu’en est-il du reste de l’Europe ? Il est intéressant de réaliser le même exercice pour voir dans quelle mesure l’immigration va contribuer à atténuer l’effet du vieillissement dans les autres pays européens. L’impact de l’immigration varie sans doute car les autres pays européens ont des structures d’âge différentes et des taux d’immigration nette des immigrés différents. Il est possible d’étendre l’analyse à la plupart des pays de l’UE et au Royaume-Uni à partir des données d’Eurostat.8 Voici un graphique qui montre le résultat :

Si on met à part le Luxembourg, où l’immigration est à un niveau anormalement élevé du fait de la petitesse du pays, on observe une assez grande variation de l’impact de l’immigration mais celle-ci ne suffit à empêcher le vieillissement nulle part et l’effet reste limité partout.

Nous avons réalisé un autre graphique qui montre l’impact de l’immigration à son niveau actuel, c’est-à-dire la moyenne des 15 dernières années ou du plus grand nombre d’années récentes possible si les données ne permettaient pas de remonter aussi loin en arrière, dans les différents pays de l’échantillon :

L’effet médian de l’immigration, dans l’hypothèse où elle reste à son niveau actuel dans chaque pays, est d’environ 15,5% et l’effet moyen d’environ 19,3%. On observe donc une assez grande variation, qui s’explique par le fait que le taux d’immigration nette varie d’un pays à l’autre et que les différents pays ont des structures d’âge différentes en début de période, mais ce graphique confirme que l’effet reste limité partout. Il n’est supérieur à 25% que dans 6 pays sur 23 dans l’échantillon.

Un autre moyen de comparer l’effet de l’immigration sur le vieillissement dans les pays de l’échantillon, toujours dans l’hypothèse où elle reste à son niveau actuel, est de calculer par combien le taux d’immigration nette des immigrés devrait être multiplié dans chaque pays pour qu’elle annule complètement le vieillissement ou pour qu’elle réduise celui-ci de 50% :

On voit que, si elle reste à son niveau actuel, l’immigration ne suffira à réduire l’impact du vieillissement de moitié dans aucun pays de l’échantillon. Il n’y a que 6 pays sur 23 où, pour réduire l’effet du vieillissement de moitié, il faudrait multiplier le taux d’immigration nette des immigrés par moins de 2.

Même dans les 6 pays où l’immigration réduit le vieillissement d’au moins 25%, cet effet relativement important est largement une illusion, car il faut garder en tête qu’il s’agit d’une projection qui repose sur l’hypothèse que l’immigration continuera dans chaque pays à son niveau au cours des dernières années. Or, dans tous les pays en question, le taux d’immigration nette des immigrés utilisé pour la projection est artificiellement haut du fait de l’afflux de réfugiés ukrainiens en 2022 et/ou de la crise des réfugiés en 2014-2016, comme on le voit sur ce graphique qui montre le nombre d’arrivées par an depuis 2010 dans ces pays avec en bleu les années qui ont servi à calculer le taux d’immigration nette des immigrés pour la projection :

Mais ces vagues d’immigration étaient liées à des évènements exceptionnels et il est très improbable que les pays où l’effet de l’immigration sur le vieillissement est projeté comme étant supérieur à 25% maintiennent un taux d’immigration nette au même niveau qu’au cours des dernières années. On voit d’ailleurs que, dans la plupart d’entre eux, les gouvernements au pouvoir ont commencé à prendre des mesures pour réduire l’immigration en réponse à l’hostilité grandissante envers l’immigration de l’opinion publique.

Compte tenu de cette hostilité, on peut douter de l’idée que l’impact de l’immigration sur le vieillissement en Europe sera supérieur à 25% d’ici à 2050. L’immigration n’aura donc qu’un effet très limité sur le vieillissement et n’empêchera pas les Européens de devoir faire des choix difficiles pour s’y adapter.9 Il est très douteux que, si on leur présentait en termes concrets le coût qu’ils devraient payer pour faire face au vieillissement légèrement plus important qui se produirait si l’immigration était réduite, ils choisiraient de la maintenir au niveau actuel. À moins d’ignorer totalement les contraintes politiques qui limitent son niveau en pratique, l’idée que sans l’immigration l’Europe s’effondrerait sous l’effet du vieillissement de la population est complètement déconnectée de la réalité. En vérité, les gens qui défendent l’immigration ne sont pas arrivés à la conclusion qu’elle était indispensable parce qu’ils ont réfléchi sérieusement à l’impact qu’elle pouvait avoir de manière réaliste sur le vieillissement, mais ils ont popularisé cet argument parce qu’ils avaient décidé, pour des raisons sans rapport, qu’il était souhaitable que l’Europe continue d’accueillir des immigrés et même qu’elle en accueille davantage.

Est-il vrai que toutes les études scientifiques concluent unanimement à l’absence d’impact de l’immigration sur la délinquance ?

Dans leur note, Philippe et Valette expliquent à juste titre que, pour estimer l’effet causal de l’immigration sur la délinquance, on ne peut pas se contenter de regarder s’il existe une corrélation entre l’augmentation de la proportion d’immigrés et l’évolution de la délinquance. En effet, même si une telle corrélation existe, elle pourrait résulter, non pas d’un impact causal de l’immigration sur la délinquance, mais du fait que les mêmes facteurs entraînent à la fois une hausse de la proportion d’immigrés et une hausse de la délinquance ou même du fait que l’augmentation de la délinquance cause une hausse de la proportion d’immigrés. Par exemple, si la hausse de la délinquance dans une localité pousse les gens qui en ont les moyens à s’installer ailleurs et que cela entraîne une baisse des loyers dans cette localité, il est possible que cette baisse des loyers cause une augmentation de la proportion d’immigrés, qui ont tendance à être plus pauvres que le reste de la population, dans cette localité. Heureusement, il existe cependant un certain nombre de techniques statistiques, comme la méthode des variables instrumentales, qui permettent en théorie d’éviter cet écueil et d’estimer l’effet causal de l’immigration sur la délinquance.1

Philippe et Valette affirment que, si on se restreint aux travaux qui utilisent ce genre de méthodes, les études sur le sujet “concluent unanimement à l’absence d’impact de l’immigration sur la délinquance”, ce qui est parfaitement faux. En effet, il existe plusieurs études de ce type qui trouvent un impact, parfois très significatif, de l’immigration sur la délinquance. À l’appui de cette affirmation, ils citent en tout et pour tout quatre études, dont seulement deux portent sur des pays européens tandis qu’une autre porte sur les États-Unis et l’autre sur le Chili, dont la composition des flux d’immigration n’a absolument rien à voir avec ceux qu’on observe en Europe. Parmi les deux études sur des pays européens qu’ils citent, l’une concerne l’Italie entre 1990 et 2003, période durant laquelle les flux d’immigration avaient aussi une composition très différente des flux actuels en Europe. L’autre concerne le Royaume-Uni et trouve que les demandeurs d’asile entrés au tournant du XXIème siècle ont augmenté les crimes contre les biens mais pas les crimes contre les personnes, tandis que les immigrés en provenance des pays d’Europe centrale ayant été admis dans l’UE en 2004 n’ont eu aucun effet détectable peu importe le type de crime.2

Il existe pourtant plusieurs études qui ont trouvé que l’immigration avait augmenté la délinquance dans des pays européens. Par exemple, c’est le cas d’une étude sur l’impact des rapatriés soviétiques en Allemagne après 1991, d’une autre sur l’impact de l’arrivée de réfugiés en Grèce vers la même époque et d’une étude sur l’impact de l’afflux de réfugiés en Allemagne après 2015, qui trouvent toutes les trois que ces vagues d’immigration ont entraîné une augmentation des crimes violents. La plupart de ces études portent sur des situations beaucoup plus pertinentes pour la France que les études que Philippe et Valette citent, puisqu’elles portent sur des pays ayant des flux d’immigration dont la composition est beaucoup plus similaire à ceux qu’on observe dans la plupart des pays européens aujourd’hui et que toutes les données montrent que la délinquance des immigrés varie énormément en fonction des pays d’origine. Bien sûr, il existe aussi des études sur des pays européens qui n’ont trouvé aucun effet, mais cela ne rend pas l’affirmation de Philippe et Valette selon laquelle les études concluent unanimement à l’absence d’effet de l’immigration sur la délinquance moins fausse pour autant.

Non seulement leur affirmation est fausse, mais à moins que Philippe et Valette soient totalement incompétents, il est impossible qu’ils l’aient ignoré puisque certaines de ces études avaient déjà été publiées au moment où la note du CEPII est parue. C’est d’autant plus vrai si, comme Philippe et Valette dans leur note, on ne se restreint pas à des études sur des pays européens mais qu’on s’intéresse aux études qui ont été réalisées à partir de données non-européennes. Par exemple, une récente étude a conclu que l’afflux de réfugiés syriens en Turquie avait entraîné une importante augmentation de la criminalité, ce qui est aussi beaucoup plus pertinent qu’une étude sur l’immigration au Chili compte tenu de l’importance de l’immigration syrienne vers l’Europe au cours des dernières années.3 Si Philippe et Valette avaient dit que la littérature était ambiguë et que les études trouvaient des choses différentes selon la méthodologie utilisée et le pays où elles estiment l’impact de l’immigration, cela aurait été exact (même si néanmoins trompeur pour des raisons sur lesquelles je reviendrai plus tard), mais au lieu de ça ils ont sciemment déformé l’état de la littérature pour des raisons politiques.

Est-ce que les immigrés commettent plus de crimes parce qu’ils sont pauvres et exclus du marché du travail ?

Même en se livrant à un tri sélectif dans la littérature, Philippe et Valette sont obligés de reconnaître que, dans le cas des atteintes aux biens, certaines études trouvent que l’immigration a un effet.4 De fait, l’étude sur le Royaume-Uni entre la fin des années 1990 et le début des années 2000 qu’ils citent a conclu que les demandeurs d’asile ont augmenté le taux d’atteinte aux biens pendant cette période, mais ils expliquent cette anomalie en affirmant que c’est parce qu’ils avaient un accès moindre au marché du travail. À une exception près où ils utilisent le conditionnel, ils présentent cette hypothèse comme un fait établi, écrivant que l’effet sur les atteintes aux biens était “uniquement dû à une exclusion du marché du travail” et que “les immigrés ne sont pas plus enclins à commettre des infractions que les personnes nées dans leur pays d’accueil”, mais que tout au plus “une petite partie d’entre eux présente en revanche une probabilité légèrement plus élevée de commettre un vol lorsqu’ils n’ont pas accès au marché du travail”.5

Pourtant, l’analyse dans l’étude en question ne démontre absolument pas cela et ses auteurs ne prétendent d’ailleurs pas le contraire, c’est simplement une hypothèse susceptible d’expliquer les résultats. Non seulement ce n’est qu’une hypothèse sur le mécanisme sous-jacent aux résultats de cette étude, qu’il est donc parfaitement malhonnête de présenter comme un fait établi à un public de non-spécialistes, mais d’une façon générale, même s’il est plausible que dans le cas de certains types d’infractions comme les crimes à motif crapuleux les difficultés d’accès au marché du travail expliquent une partie de l’effet des immigrés n’ayant qu’un accès limité au marché du travail sur la délinquance, il est peu probable que ça l’explique en totalité. De fait, même si Philippe et Valette notent à juste titre que plusieurs études ont conclu que régulariser les immigrés clandestins réduisait la probabilité qu’ils commettent un crime ou un délit (ce qui pourrait en effet s’expliquer par le fait que la régularisation permet un meilleur accès au marché du travail dans le pays d’accueil), les études qu’ils citent ne prétendent pas que cela suffit à éliminer la différence avec les autochtones ni même avec les immigrés présents légalement dans le pays d’accueil.

Par exemple, l’une des études en question trouve que l’absence de titre de séjour pourrait expliquer entre 1/3 et 2/3 de la surcriminalité des immigrés clandestins par rapport aux autres immigrés en Italie au milieu des années 2000, mais comme les immigrés clandestins ont une probabilité d’être arrêtés 8 fois plus grande que les autres immigrés, cela veut dire qu’ils auraient toujours une probabilité d’être arrêtés entre 2,7 et 5,3 fois plus grande même s’ils étaient régularisés. Une autre des études qu’ils citent, qui estime l’effet des vagues de régularisations intervenues en Italie entre 1990 et 2005, a trouvé que l’effet était négligeable et qu’il disparaissait au bout de quelques années, concluant même que les résultats de leur analyse suggéraient que la réduction de la criminalité n’était pas une bonne raison de régulariser les immigrés clandestins, un détail que Philippe et Valette n’ont étrangement pas jugé bon de faire part à leurs lecteurs.

Si l’hypothèse de l’exclusion du marché du travail peut expliquer en partie la surreprésentation des immigrés, plus exactement de certains immigrés, parmi les auteurs de certains types de crimes et délits, non seulement comme nous venons de le voir il est improbable qu’elle l’explique en totalité, mais dans le cas d’autres types de crimes et délits qui n’ont généralement pas de motif économique il est douteux que cette hypothèse puisse expliquer quoi que ce soit. Par exemple, d’après les chiffres du Ministère de l’Intérieur, environ 19,6% des mis en cause dans une affaire de tentative d’homicide en 2024 étaient de nationalité étrangère, alors que les étrangers ne représentaient que 8,7% de la population. Le taux de mise en cause des étrangers de nationalité africaine était 3,2 fois supérieur à celui des Français. Les étrangers originaires d’Amérique, qui sont relativement peu nombreux en France, avaient un taux de mis en cause presque 6 fois supérieur à celui des Français. L’écrasante majorité des tentatives d’homicide n’ayant pas de motif économique, seuls 10% des homicides sont commis dans le cadre d’un règlement de compte ou d’un vol d’après le Ministère de l’Intérieur, l’idée que cette surreprésentation est le résultat de l’exclusion du marché du travail est parfaitement ridicule.

La surreprésentation des étrangers dans les données sur la criminalité et ses implications sur l’impact de l’immigration sur la délinquance

Cette surreprésentation des étrangers ne se limite pas aux tentatives d’homicide, mais s’observe à des degrés divers pour tous les types de crimes dans les données de la police et de la gendarmerie :

On voit que le taux de mise en cause varie considérablement non seulement en fonction de la nationalité mais aussi en fonction du type d’infraction. Par exemple, dans les affaires de vols avec violence sans arme, les personnes de nationalité africaine sont mises en cause à un taux environ 6,3 fois supérieur à celui des personnes de nationalité française.

On observe la même chose dans les données du Ministère de la Justice sur les personnes sous écrou :

On peut notamment constater que les Algériens sont placés sous écrou à un taux environ 5,8 fois supérieur à celui des Français. Malheureusement, le Ministère de la Justice ne publie pas les données par nationalité à un niveau plus fin que cela, mais il ne fait aucun doute que si c’était le cas on observerait encore plus de variation.

De plus, ce n’est pas seulement vrai en France, mais partout ailleurs en Europe et partout on voit que, parmi les régions qui fournissent un grand nombre d’immigrés à l’Europe, les étrangers originaires du Maghreb, d’Afrique subsaharienne et du Moyen-Orient, ainsi que les ressortissants de certains pays d’Europe de l’Est dans le cas des atteintes contre les biens, sont surreprésentés dans les données sur la délinquance. Par exemple, la police fédérale allemande publie des données sur les suspects par nationalité et par type d’infractions, qui montrent la même chose qu’en France et partout ailleurs en Europe :

En France et en Allemagne, les données ne sont publiées que pour les étrangers (ce qui exclut les immigrés qui ont été naturalisés), mais on observe le même phénomène dans les pays européens où les données sur les immigrés et leurs enfants sont publiées.

Par exemple, au Danemark, les immigrés non-occidentaux et leurs enfants sont aussi massivement surreprésentés dans les chiffres sur les condamnés :

Comme on le voit sur ce graphique, la surreprésentation des enfants d’immigrés non-occidentaux est souvent même plus importante que celle des immigrés non-occidentaux, mais il est impossible de déterminer à partir de ces données si c’est dû au fait que les enfants d’immigrés sont moins bien intégrés que leurs parents ou à un changement de composition des flux d’immigration au cours du temps.6 Je pourrais continuer pendant longtemps avec des graphiques du même genre et ils montreraient tous plus ou moins la même chose dans tous les pays européens, à savoir une représentation très importante des immigrés et de leurs enfants, notamment ceux qui viennent du Maghreb, d’Afrique subsaharienne et du Moyen-Orient.

Compte tenu de cette surreprésentation, qui atteint parfois des niveaux ahurissants pour certains groupes et certains types de crimes, il est totalement improbable que l’immigration en provenance du Maghreb, d’Afrique subsaharienne et du Moyen-Orient n’ait pas un impact causal sur la délinquance en Europe. En mettant de côté pour le moment la possibilité que les données en question résultent de biais dans le système judiciaire (je reviendrai sur cette hypothèse plus loin), il faudrait en effet faire des hypothèses complètement absurdes pour que ce ne soit pas le cas. Par exemple, on pourrait imaginer que l’immigration a une sorte d’effet d’évincement sur la criminalité des autochtones, c’est-à-dire que les criminels immigrés remplacent les criminels autochtones, de sorte que même si en raison de cet effet d’évincement les immigrés sont surreprésentés parmi les criminels ils n’augmentent pas pour autant la criminalité.

Mais si cette hypothèse, qui ironiquement reprend d’une certaine façon l’accusation traditionnelle des militants anti-immigration selon laquelle les immigrés “volent le pain des Français” (en l’occurrence celui des criminels français), n’est pas entièrement farfelue dans le cas de certains types d’infractions comme le trafic de stupéfiants (parce qu’il s’agit de crimes qui sont commis par des bandes organisées contrôlant un territoire spécifique dont sont exclus les bandes rivales), elle est complètement invraisemblable pour d’autres types de crimes tels que les affaires de violence, les viols ou les homicides, pour lesquelles on observe pourtant aussi une surreprésentation importante des immigrés et notamment des individus originaires du Maghreb, d’Afrique subsaharienne et du Moyen-Orient partout en Europe. Personne de sensé ne croit que, si les étrangers originaires d’Afrique commettent des viols à un taux plusieurs fois celui des Français, c’est parce qu’ils se sont substitués aux violeurs français.

On peut toujours imaginer des mécanismes sous-jacents plus complexes pour cet effet d’évincement de l’immigration sur la criminalité des autochtones, d’une manière générale on peut toujours ajouter des épicycles à une théorie si on tient absolument à la protéger de la falsification, mais il paraît difficile d’y voir autre chose qu’une hypothèse purement ad hoc dont l’unique but est d’éviter d’avoir à admettre que l’immigration a un impact sur la délinquance et, en tout état de cause, il n’existe aucune preuve qu’un tel effet existe.7 Philippe et Valette expliquent que, si les études d’opinion montrent que la plupart des gens dans les pays d’accueil perçoivent l’immigration comme un facteur criminogène, c’est parce que les médias donnent une vision trompeuse du lien entre immigration et délinquance, mais quand bien même les médias renforceraient cette impression l’explication la plus parcimonieuse est que les immigrés commettent des crimes à des taux plusieurs fois supérieurs à celui des autochtones et que l’immigration augmente la délinquance toutes choses égales par ailleurs.

Pourquoi certaines études ne trouvent pas d’effet de l’immigration sur la délinquance en dépit de cette surreprésentation ?

Mais si c’est le cas, comment se fait-il que les études qui utilisent des techniques économétriques permettant d’estimer l’impact causal de l’immigration sur la délinquance ne trouvent parfois aucun effet ? En réalité, cela n’a rien de particulièrement étonnant, car il existe beaucoup de raisons pour lesquelles une telle étude peut échouer à détecter un effet de l’immigration sur la délinquance alors même qu’il existe. D’abord, beaucoup d’études ne distinguent pas entre différents types d’immigrés, de sorte que l’effet positif de certains types d’immigrés est plus ou moins compensé par l’effet négatif des autres. Par exemple, dans la plupart des pays européens, contrairement aux immigrés en provenance d’Afrique ou du Moyen-Orient, les immigrés qui viennent d’un autre pays européen ne sont pas surreprésentés dans les statistiques sur la délinquance et sont même souvent mis en cause à des taux inférieurs à la population autochtone (la seule exception concerne les immigrés originaires de certains pays d’Europe de l’Est où les réseaux de criminalité organisée sont particulièrement développés), donc il n’y a aucune raison de penser que l’immigration intra-européenne augmente la criminalité et elle peut même avoir un effet négatif sur celle-ci qui masque l’effet positif de l’immigration extra-européenne à moins que les effets des différents types d’immigration soient mesurés séparément.

D’une façon générale, même si les journalistes et même les chercheurs le font régulièrement, cela n’a aucun sens de parler de l’effet de l’immigration sur la délinquance sans préciser de quelle immigration on parle et dans quel contexte. Non seulement il n’y a aucune raison de penser que tous les immigrés ont le même effet sur la délinquance, mais au contraire il y a toutes les raisons de penser que, selon les caractéristiques des immigrés comme leur pays d’origine et leur niveau d’éducation et selon le contexte dans le pays d’accueil comme la politique sécuritaire et économique, l’effet de l’immigration sera différent. En pratique, dans le discours médiatique et universitaire sur la question, il arrive régulièrement que les gens citent des études qui portent sur des immigrés qui commettent peu de crimes pour masquer le fait que d’autres immigrés sont au contraire très criminogènes. C’est d’ailleurs exactement ce que Philippe et Valette font quand ils citent une étude sur l’impact de l’immigration sur la délinquance aux États-Unis, où contrairement en France les immigrés ne sont pas surreprésentés dans les statistiques de la délinquance, pour affirmer que l’immigration n’a aucun effet sur la criminalité en France.

Une autre raison pour laquelle, même si l’immigration augmente la délinquance, les études économétriques du type dont parlent Philippe et Valette pourraient néanmoins échouer à détecter cet effet est que, même si les hypothèses du modèle statistique utilisé sont valables, il est tout à fait possible et même probable que l’analyse ait une puissance statistique insuffisante. La puissance statistique est la probabilité que, si l’immigration augmente la délinquance, on trouvera un effet statistiquement significatif. En pratique, même si les détails varient en fonction de la méthode qu’on utilise pour estimer l’impact de l’immigration sur la délinquance, cela consiste toujours d’une manière ou d’une autre à comparer les endroits où la part des immigrés dans la population est faible ou augmente lentement à ceux où elle est importante ou augmente rapidement pour voir si la délinquance est plus importante ou augmente plus vite dans les secondes que dans les premières. Or, dans la plupart des cas, les immigrés ne représentent qu’une proportion relativement faible de la population, cette proportion évolue relativement lentement et la vitesse à laquelle elle évolue varie relativement peu d’un endroit à un autre, donc les différences de taux de délinquance entre différents endroits sont principalement déterminées par des facteurs n’ayant rien à voir avec l’immigration.

Par conséquent, à moins d’un afflux soudain et très important d’immigrés extrêmement criminogènes (comme en Allemagne au moment de la vague de réfugiés en 2015), une analyse du type dont parlent Philippe et Valette a toutes les chances d’échouer à détecter un effet même si celui-ci existe et que l’immigration augmente la délinquance. Pour que les choses soient claires, ça ne veut pas dire que l’impact de l’immigration est faible. En effet, même si les immigrés ont une propension à commettre des crimes beaucoup plus importante que les autochtones, dès lors que l’immigration est suffisamment graduelle, il est probable que l’effet ne serait pas détecté par une analyse de ce type, mais ça ne l’empêchera d’être très important au bout de quelques années. Un politologue a récemment publié un papier dans lequel il montre à l’aide de simulations calibrées avec des données allemandes que, même si les immigrés ont une propension à commettre des crimes très supérieure à celle du reste de la population, à moins que la proportion d’immigrés n’augmente extrêmement rapidement (beaucoup plus rapidement que ce qu’on observe habituellement dans les pays européens), la probabilité de trouver un effet est quasiment nulle.8

Pour illustrer le problème, j’ai effectué des simulations du même genre mais calibrées sur des données françaises, qui permettent de calculer la puissance statistique d’une analyse économétrique du type dont parlent Philippe et Valette qui s’appuierait sur les données sur l’évolution de la part des immigrés et du taux de criminalité violente en France au niveau des départements.9 Voici comment la puissance statistique d’une telle analyse change en fonction du taux de criminalité violente des immigrés par rapport à celui des autochtones et du changement moyen de la part des immigrés dans la population d’une année à l’autre :

Comme on peut le voir sur ce graphique, avec un changement de la part des immigrés dans les départements d’une année à l’autre de 0,1% en moyenne (ce qui correspond à peu près au solde migratoire français depuis une quinzaine d’années), même si les immigrés commettaient des crimes violents à un taux 30 fois supérieur aux non-immigrés, le type d’analyse économétrique dont parlent Philippe et Valette n’aurait qu’une puissance d’environ 56%. Autrement dit, même si les immigrés avaient un taux de criminalité 30 fois supérieure aux autochtones, dès lors que les flux d’immigration sont similaires à ceux que la France connaît habituellement, une telle analyse n’aurait qu’un peu plus d’une chance sur deux de trouver un effet statistiquement significatif. Même si les flux d’immigration étaient deux fois plus importants, pour qu’une étude de ce type ait seulement une chance sur deux de conclure à l’existence d’un effet sur la délinquance, il faudrait que les immigrés commettent des crimes violents à un taux environ 6 fois supérieur à celui des autochtones.

C’est même pire que cela, parce que les simulations présentées ci-dessus supposent non seulement que les hypothèses du modèle statistique utilisé pour mesurer l’effet de l’immigration sont parfaitement vérifiées, mais aussi qu’il n’y a aucune erreur de mesure. En pratique, on ne peut jamais être sûr que les hypothèses du modèle sont correctes et il est probablement rare qu’elles soient parfaitement vérifiées, ce qui peut réduire la puissance statistique ou biaiser l’estimation de l’effet. De plus, non seulement la proportion des immigrés mais aussi la criminalité sont imparfaitement mesurées, ce qui réduit aussi la puissance statistique. Le processus générateur de données que j’ai utilisé pour mes simulations suppose aussi qu’il n’y a pas d’auto-corrélation au niveau des départements, alors qu’en réalité ce n’est sans doute pas le cas, ce qui réduirait encore davantage la puissance puisque cela veut dire que la taille effective de l’échantillon augmente beaucoup moins rapidement que le nombre d’observations à mesure qu’on accumule plusieurs années de données. Enfin, les techniques économétriques qui permettent de gérer le problème d’endogénéité pour estimer l’effet causal de l’immigration sur la délinquance, du moins si les hypothèses sur lesquelles elles reposent sont vérifiées (ce qui souvent n’est probablement au mieux qu’imparfaitement le cas), impliquent en pratique de ne retenir qu’une partie de la variation présente dans les données, ce qui réduit aussi la puissance statistique.10 Il ne fait donc guère de doute que mes simulations surestiment significativement la véritable puissance statistique d’une étude de ce type.11 On voit à quel point cela n’a aucun sens d’utiliser ce genre d’études pour conclure que l’immigration n’a aucun effet sur la délinquance.

Il est donc fallacieux de conclure que l’immigration n’augmente pas la délinquance dans un pays au prétexte que les études de ce type ne trouvent souvent pas d’effet statistiquement significatif, puisque dans la plupart des cas c’est même le contraire qui serait étonnant, même si en réalité l’immigration a un effet important sur la délinquance. Si les données individuelles sur les auteurs de délits montrent que les immigrés sont très surreprésentés parmi les délinquants, même si une analyse économétrique ne trouve aucun effet de l’immigration sur la délinquance à partir de données agrégées, il est totalement irrationnel de conclure que l’immigration n’a aucun effet sur la délinquance. Encore une fois, il est évident que l’immigration a un effet sur la délinquance peu importe ce que trouvent ou ne trouvent pas les études de ce type, parce que compte tenu de ce que montrent les données individuelles il faudrait faire des hypothèses absurdes pour que ce ne soit pas le cas. Le fait que beaucoup de chercheurs en sciences sociales, comme Philippe et Valette apparemment, ne comprennent pas cela ne change rien au fait que c’est vrai. Non seulement nier que l’immigration augmente la délinquance au motif que les études qui utilisent des données agrégées ne trouvent souvent aucun effet n’a rien de “scientifique”, mais au contraire c’est une preuve qu’on ne comprend pas les limites des techniques économétriques utilisées par ce type d’études.

Enfin, même si les études en question ne souffraient pas d’un problème de puissance statistique et qu’elles distinguaient toujours entre différents types d’immigrés, elles ne démontreraient pas forcément que l’immigration n’augmente pas le risque d’être victime d’un crime parce que la population et les autorités ne restent pas passifs en cas d’augmentation du risque mais adaptent leurs comportements en réponse à cette augmentation. En effet, si la proportion d’individus ayant une forte propension à commettre des crimes dans la population augmente à cause de l’immigration, les gens vont en tenir compte et mettre en place tout un tas de stratégies d’évitement pour s’adapter à cette nouvelle situation. Ils vont acheter des cadenas pour leur vélo, installer des digicodes à l’entrée de leur immeuble, changer le chemin qu’il emprunte pour rentrer chez eux le soir de manière à éviter certains endroits devenus plus dangereux, payer un loyer plus cher pour vivre à un endroit plus sûr, etc. De la même façon, si l’immigration accroît le risque, les pouvoirs publics ne vont pas rester sans rien faire mais adapter leurs politiques. Par exemple, ils vont consacrer davantage de ressources à la lutte contre l’insécurité qu’ils ne l’auraient fait autrement, réallouer les ressources qui y sont déjà consacrées pour les concentrer dans les endroits où la délinquance a augmenté à cause de l’immigration, etc.

Autrement dit, même si l’immigration augmente la délinquance toutes choses égales par ailleurs, il ne s’ensuit pas que le taux de délinquance va augmenter dans les endroits où il y a plus d’immigrés parce que les choses ne vont probablement pas rester égales par ailleurs. En théorie, les changements de comportements de la population et des autorités pourraient atténuer l’effet de l’immigration, voire même l’annuler complètement. Mais ça ne veut pas dire pour autant que l’immigration n’est pas un problème, car toutes ces adaptations ont un coût, à la fois en termes économiques et de qualité de vie. En réalité, les études du type dont parlent Philippe et Valette ne mesurent pas ce qui nous intéresse, car ce qu’on cherche vraiment à savoir c’est si l’immigration aggrave le risque d’être victime d’un crime à comportement identique. Si l’immigration n’augmente pas la délinquance, mais que c’est uniquement parce que les gens se barricadent chez eux, ce n’est pas vraiment une raison d’expliquer aux gens qui voient dans l’immigration un facteur d’insécurité qu’ils imaginent des choses… Encore une fois, compte tenu de ce problème avec les études qui cherchent à mesurer l’impact de l’immigration sur la criminalité au niveau agrégé, il est beaucoup plus rationnel de regarder ce que montrent les données individuelles sur la propension à commettre des crimes des immigrés et celles-ci montrent clairement qu’elle est beaucoup plus importante que celle des autochtones.

Les immigrés et leurs enfants commettent souvent plus de crimes même quand on les compare à des gens sans ascendance migratoire avec les mêmes caractéristiques socio-démographiques

Philippe et Valette peuvent difficilement ignorer le fait que les immigrés sont massivement surreprésentés dans les données sur la délinquance partout en Europe, donc ils s’efforcent de démontrer que cette surreprésentation est trompeuse, mais leurs arguments ne tiennent pas la route une seconde. Par exemple, ils notent que certains délits comme les infractions à la législation sur le séjour des étrangers ne concernent par définition que les immigrés, ce qui est bien sûr exact mais n’explique en rien sinon à la marge la surreprésentation des immigrés dans les données sur la délinquance puisque, comme nous l’avons vu plus haut, celle-ci existe même quand on exclut ces infractions et qu’on l’observe pour quasiment tous les types d’infractions y compris ceux qui n’ont rien à voir avec la législation sur le séjour des étrangers. Si les ressortissants de pays africains ont un taux de mis en cause plus de 7 fois supérieur aux Français dans les affaires de vols violents sans armes en France, pour ne citer que cet exemple, ça n’a évidemment rien à voir avec le fait que par définition les Français ne peuvent pas enfreindre la législation sur le séjour des étrangers.

Plus sérieusement, ils expliquent que les immigrés ont des caractéristiques individuelles, comme l’âge et le sexe, qui les rendent plus susceptibles de commettre des crimes. En effet, les immigrés sont plus souvent des hommes jeunes que le reste de la population, mais on sait que c’est précisément ce groupe qui commet le plus de crimes partout dans le monde. Par conséquent, si on regarde juste le nombre d’auteurs de délits par nationalité ou origine sans tenir compte de l’âge et du sexe, on risque d’exagérer la surcriminalité des immigrés et de leurs enfants. C’est parfaitement exact, mais il est profondément malhonnête de suggérer que ça peut expliquer en totalité la surreprésentation des immigrés dans les statistiques de la délinquance, qui est bien trop importante pour cela. À ma connaissance, il n’existe pas une seule étude en Europe qui montre que, une fois qu’on tient compte de l’âge et du sexe, la surreprésentation des immigrés disparaît totalement. En revanche, il existe un grand nombre d’études qui montrent que, même quand on se livre à des ajustements statistiques pour tenir compte des différences démographiques entre immigrés et autochtones, les immigrés restent très largement surreprésentés dans les chiffres de la délinquance.

Par exemple, l’équivalent danois de l’INSEE publie régulièrement des chiffres sur les personnes condamnées au Danemark en fonction de l’origine, dans lesquels l’institut statistique danois procède aussi à un ajustement statistique qui permet de comparer les immigrés et leurs enfants avec le reste de la population à âge et sexe égal. Pour cela, l’institut calcule un taux de condamnation par sexe et âge pour chaque groupe, puis à partir de ces taux de condamnation il calcule un indice pour chaque groupe obtenu en lui attribuant la même distribution par âge et sexe que la population dans son ensemble. Les résultats de cette analyse montrent de manière très claire que les caractéristiques démographiques des immigrés et de leurs enfants sont loin d’expliquer l’intégralité ou même la majorité des différences de taux de condamnation :

On voit que, même quand on procède à un ajustement statistique pour tenir compte des différences d’âge et de sexe, les immigrés non-occidentaux ont toujours un taux de condamnation 1,9 fois supérieur à celui des Danois non-immigrés qui ont au moins un parent danois non-immigré.12 Les enfants d’immigrés non-occidentaux ont quant à eux un taux de condamnation 3,1 fois supérieur à celui des Danois non-immigrés qui ont au moins un parent danois non-immigré. Dans le cas des crimes violents dans leur ensemble, le ratio est de 1,7 pour les immigrés non-occidentaux et 3,3 pour les enfants d’immigrés non-occidentaux.

Le Danemark n’est à cet égard pas une exception, puisqu’on observe plus ou moins la même chose partout ailleurs en Europe. D’une façon générale, procéder à des ajustements statistiques pour tenir compte des différences d’âge et de sexe entre immigrés et autochtones réduit l’écart de participation à des activités criminelles entre immigrés et autochtones mais, dans le cas des immigrés d’origine nord-africaine, africaine et moyen-orientale en tout cas, ne les élimine pas et laisse même des écarts souvent très importants. C’est le cas en Norvège et en Finlande, en Suède, aux Pays-Bas, etc. Par exemple, la police fédérale allemande publie aussi le nombre de suspects par infraction, sexe et âge pour les Allemands, les étrangers dans leur ensemble et quelques nationalités, ce qui permet de vérifier que les différences d’âge et de sexe sont loin d’expliquer totalement la surreprésentation des étrangers dans les données sur les suspects en Allemagne :

On voit que les étrangers sont soupçonnés par la police à un taux 2,4 fois supérieur à celui des Allemands dans le cas des infractions dans leur ensemble et 2,9 fois supérieur dans le cas des crimes violents.

Il ne fait aucun doute que, si on avait les données par sexe et âge pour tous les pays, on constaterait que certains groupes ont des taux de suspicion bien supérieurs encore, puisque comme nous l’avons vu plus haut le groupe des étrangers est très hétérogène et il est totalement improbable que les différences de taux de suspicion à l’intérieur de ce groupe s’expliquent entièrement par des différences d’âge et de sexe. De fait, quand on fait une régression du taux de suspicion par nationalité sur la proportion d’hommes entre 15 et 45 ans dans chaque groupe (que ce soit pour l’ensemble des infractions ou seulement pour les crimes violents), on voit que cette variable explique moins de 60% de la variance du taux de suspicion, ce qui suggère que même si les différences d’âge et de sexe explique une partie significative des différences de taux de suspicion elles sont loin de les expliquer en totalité.13 À moins de supposer qu’ils soient totalement incompétents, il est impossible de penser que Philippe et Valette ignorent cette vaste littérature qui démontre que les différences d’âge et de sexe entre les immigrés et le reste de la population n’expliquent pas entièrement, loin s’en faut, la surreprésentation des immigrés dans les statistiques de la délinquance, notamment ceux qui sont originaires du Maghreb, d’Afrique subsaharienne et du Moyen-Orient. Ce qu’ils font dans leur note consiste à dire quelque chose de vrai, à savoir que ne pas tenir compte des différences d’âge et de sexe entre immigrés et autochtones entraîne une surestimation de la surcriminalité des premiers, pour suggérer quelque chose de faux, à savoir que cela explique l’intégralité de cette surcriminalité.

Philippe et Valette avancent également que les immigrés sont plus défavorisés socialement que le reste de la population, ce qui expliquerait pourquoi ils commettent plus souvent des crimes que le reste de la population. Mais encore une fois, même en admettant que cet argument a du sens dans le cadre du débat sur l’impact de l’immigration sur la délinquance (ce qui n’est pas le cas pour des raisons que j’expliquerai plus bas), il n’existe aucune preuve que la surreprésentation des immigrés dans les statistiques de la délinquance disparaisse dès lors qu’on fait une comparaison à caractéristiques socio-économiques égales. Par exemple, l’agence nationale suédoise en charge des statistiques sur la criminalité a réalisé une étude du même type que l’analyse danoise dont j’ai parlé à l’instant, mais au lieu de standardiser les taux de condamnation en prenant en compte uniquement les différences d’âge et de sexe, elle a utilisé les données sur les personnes suspectées par la police et aussi tenu compte des différences de revenu et d’éducation en plus de l’âge et du sexe. Concrètement, elle a calculé le nombre de suspects par habitant pour chaque combinaison de groupe d’âge, de sexe, de niveau de revenu et d’éducation, puis a utilisé les taux de suspicion ainsi obtenus pour calculer le taux de suspicion qu’aurait chaque groupe s’il était distribué de la même façon que les Suédois non-immigrés dont les deux parents sont nés en Suède en termes d’âge, de sexe, de revenu et d’éducation.14

Les résultats montrent que standardiser le taux de suspicion de la sorte réduisait certes celui-ci par rapport à un ajustement qui ne tient compte que de l’âge et du sexe, mais beaucoup moins que la standardisation en termes d’âge et de sexe et qu’en tout état de cause, certains groupes d’immigrés restaient largement surreprésentés par rapport aux Suédois dont les deux parents sont nés en Suède :

Comme on le voit sur ce graphique, même quand on procède à un ajustement statistique pour tenir compte non seulement des différences démographiques mais aussi socio-économiques, certains groupes d’immigrés conservent une probabilité d’être soupçonnés d’une infraction très supérieure aux Suédois dont les deux parents sont nés en Suède. Par exemple, dans le cas des immigrés originaires d’Amérique du Sud ou d’Afrique de l’Est, le nombre de suspects pour 100 habitants est toujours plus de 2 fois supérieur à celui des Suédois dont les deux parents sont nés en Suède même à caractéristiques socio-démographiques égales. Pour les immigrés originaires d’Afrique du Nord ou du reste de l’Afrique, le taux reste plus de 3 fois supérieur à celui des Suédois dont les deux parents sont nés en Suède.

L’étude présente aussi le résultat de cette procédure d’ajustement socio-démographique pour les différents types d’infraction sans désagréger les immigrés et leurs enfants selon l’origine :

Encore une fois, on voit que les immigrés et leurs descendants restent souvent très surreprésentés dans les données sur les personnes soupçonnées d’un crime par la police même après ajustement socio-démographique, notamment pour les crimes les plus graves.15 S’il y avait suffisamment de suspects dans l’échantillon pour qu’on puisse réaliser cette analyse en désagrégeant à la fois par type d’infraction et par origine, il ne fait aucun doute que, même après ajustement socio-démographique, on trouverait une surreprésentation encore plus importante pour certains groupes et certaines infractions que les ratios déjà très très élevés qu’on trouve quand on désagrège par type d’infraction et par origine séparément.

Encore une fois, la Suède n’est pas une exception, d’autres études ailleurs en Europe, comme l’étude sur les personnes suspectées par la police aux Pays-Bas que j’ai déjà citée plus haut, ont trouvé des résultats similaires. On pourrait éventuellement objecter que, dans la plupart des cas, les ajustements statistiques auxquels procèdent ces études restent grossiers et que par conséquent on ne peut pas exclure qu’avec des ajustements plus fins les différences entre groupes disparaîtraient. Par exemple, dans le cas de l’étude suédoise que je viens de citer, les variables sur le revenu et l’éducation sont très grossières, puisque la première distingue seulement les personnes dans le premier quartile de revenu du reste de la population tandis que la seconde distingue seulement les personnes n’ayant pas fini le lycée du reste de la population. Il existe cependant une étude danoise qui contrôle pour les caractéristiques démographiques et socio-économiques de manière beaucoup plus précise, mais cela ne suffit pas pour autant à faire disparaître les différences entre groupes (que ce soit en termes de la probabilité d’être condamné ou du nombre de condamnations), qui restent parfois très importantes.

Cette étude utilise les données sur les personnes de sexe masculins condamnées pour une infraction criminelle au Danemark entre 2002 et 2006. Elle distingue les Danois dont les deux parents sont nés au Danemark, les immigrés et les enfants d’immigrés. Outre l’origine géographique des personnes condamnées, ainsi que leur statut par rapport à l’immigration, ses auteurs ont inclus dans leurs modèles une batterie de caractéristiques individuelles et familiales beaucoup plus importante que la plupart des autres études du même genre. Ils prennent notamment en compte l’âge, le sexe, le revenu moyen au cours des 5 dernières années, le statut conjugal, le plus haut niveau de diplôme, le statut par rapport à l’emploi, etc. Par ailleurs, dans le cas des Danois non-immigrés dont les parents sont nés au Danemark et des enfants d’immigrés, leurs modèles incluent un grand nombre des mêmes variables sur leur père et leur mère. De plus, ils ne se sont pas contentés d’étudier comment ces différents facteurs étaient associés à la probabilité d’être condamné pour une infraction criminelle, mais ils ont aussi étudié leur association au nombre moyen de condamnations.

Pour estimer dans quelle mesure les immigrés et enfants d’immigrés de sexe masculin ont une probabilité plus importante d’être condamnés pour un crime à caractéristiques socio-démographiques égales, les auteurs de cette étude utilisent un modèle logistique qui, en plus de l’âge et de l’origine, inclut tout un tas de variables socio-économiques.16 Comme ils publient les résultats de l’estimation du modèle avec et sans variables socio-économiques, on peut voir à quel point l’inclusion de ces variables en plus de l’âge affecte la probabilité d’être condamné pour un crime des immigrés et de leurs enfants selon leur origine par rapport aux Danois nés de parents non-immigrés :

Comme on le voit sur ce graphique, même quand on compare les Danois nés de parents non-immigrés avec des immigrés ou des enfants d’immigrés ayant des caractéristiques socio-économiques identiques (en incluant un grand nombre de variables individuelles et familiales dans le modèle), certains groupes d’immigrés et leurs enfants ont quand même une probabilité bien plus importante d’être condamné pour un crime.17 Par exemple, au Danemark en 2006, les enfants d’immigrés originaires du Moyen-Orient avaient une probabilité d’être condamné pour une infraction criminelle quelconque environ 45% supérieure aux Danois dont les deux parents sont nés au Danemark avec des caractéristiques socio-économiques similaires. Dans le cas des crimes violents, leur probabilité d’être condamné était environ 75% supérieure.18

C’est la même chose quand, au lieu de regarder comment l’origine affecte la probabilité d’être condamné pour une infraction, on examine comment elle affecte le nombre moyen de condamnations :

Comme on le voit, même quand on fait une comparaison à âge et caractéristiques socio-économiques identiques, les immigrés et leurs enfants avaient souvent un nombre moyen de condamnation beaucoup plus élevé que les Danois dont les deux parents sont nés au Danemark entre 2002 et 2006. Par exemple, pendant cette période, les enfants d’immigrés originaires du Moyen-Orient avaient un nombre moyen de condamnations pour une infraction criminelle quelconque environ 64% plus grand qu’un Danois dont les deux parents sont nés au Danemark du même âge et avec des caractéristiques socio-économiques similaires.

Malheureusement, il n’existe pas beaucoup d’études sur le sujet en France, où contrairement aux pays scandinaves il n’y a pas de registre de population. En théorie, on pourrait apparier les données des enquêtes sur les immigrés et leurs descendants comme Trajectoires et origines avec les données sur les personnes mises en cause par la police ou condamnées par la justice, mais à ma connaissance ça n’a jamais été fait. On dispose toutefois d’une étude de Hughes Lagrange qui, avec une collaboratrice, a collecté des données sur près de 3 500 adolescents scolarisés dans des collèges publics entre la fin des années 1990 et le début des années 2000 dans 155 IRIS situés dans les Yvelines, le 18ème arrondissement de Paris et Saint-Herblay en banlieue nantaise.19 Outre des informations sur leurs caractéristiques individuelles et familiales (le sexe, le type de famille et la catégorie socio-professionnelle du père ou de la mère dans le cas des familles monoparentales), ainsi que celles des quartiers où ils vivaient (la proportion d’élèves en ZEP, la classification du quartier en ZUP, la proportion de familles africaines et la proportion de cadres), ils ont aussi dépouillé les procès-verbaux transmis par les services de police au parquet concernant l’ensemble des adolescents pour des affaires de vols, violences, dégradations, recels, usages de drogues illicites et menaces.

Ils ont ensuite utilisé ces données pour estimer l’impact de l’origine sur la probabilité d’avoir fait l’objet d’un signalement au parquet quand on compare des adolescents qui ont des caractéristiques individuelles et familiales identiques et qui vivent dans le même type de quartiers :

Une fois de plus, le résultat est sans appel et montre que, même quand on compare des individus avec des caractéristiques individuelles et familiales similaires qui vivent dans le même type de quartiers, les adolescents d’origine maghrébine, africaine ou turque (même si dans le cas de ces derniers l’effet n’est pas statistiquement significatif car ils sont très peu nombreux dans l’échantillon) ont une probabilité d’être mis en cause pour des faits de délinquance beaucoup plus importante que les adolescents d’origine européenne ou originaire d’autres régions du monde. Il serait désirable que nous disposions de données plus représentatives et plus fines, mais compte tenu des résultats de cette analyse et de ce qu’on voit partout ailleurs en Europe, il n’y a aucune raison de penser que cela changerait fondamentalement cette conclusion.

Le lien entre pauvreté et délinquance est loin d’être clair, même s’il était avéré, il ne changerait rien à l’impact de l’immigration sur la délinquance

Comme nous l’avons vu, contrairement à ce que Philippe et Valette cherchent à faire croire dans leur note, il n’est absolument pas vrai que, quand on compare des individus de même âge, sexe et caractéristiques socio-économiques, la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants disparaît, sauf peut-être pour certains groupes comme les immigrés asiatiques et leurs enfants. Mais quand bien même Philippe et Valette auraient raison que, dès lors qu’on compare des individus de même âge, sexe et caractéristiques socio-économiques, on n’observe plus aucune différence, cela n’impliquerait aucunement que les immigrés et leurs enfants commettent plus de crimes parce qu’ils sont plus défavorisés socialement. En effet, il est tout à fait possible que s’il existe une corrélation entre criminalité et pauvreté, ce n’est pas parce que la pauvreté rend les gens criminels, mais parce que les mêmes facteurs qui rendent les gens pauvres leur font aussi commettre des crimes ou que le fait de se livrer à des activités criminelles a tendance à rendre les gens pauvres. Non seulement c’est tout à fait possible, mais il ne fait aucun doute que ça explique en partie cette corrélation. Philippe et Valette, qui insistent à juste titre que corrélation n’implique pas forcément causalité dans le cas du lien entre immigration et délinquance (même si c’est pour nier la réalité), oublient étrangement cela quand ils parlent du lien entre pauvreté et délinquance.

Pour estimer l’effet de la pauvreté sur la délinquance, on ne peut pas se contenter de constater l’existence d’une association statistique entre pauvreté et délinquance, que personne ne conteste. Il faut utiliser des méthodes qui permettent de mesurer, non pas une simple corrélation, mais l’effet causal de la pauvreté sur la délinquance. Plusieurs stratégies empiriques très différentes ont été utilisées dans la littérature pour mesurer cet effet. Les études les plus intéressantes sont probablement celles qui se basent sur des données individuelles et mesurent l’impact d’un choc de revenu ou de richesse aléatoire. Par exemple, une étude suédoise a mesuré quel effet le fait de gagner à une loterie avait sur la criminalité, non seulement sur les vainqueurs eux-mêmes mais aussi sur leurs enfants. L’intérêt est que, dès lors que remporter une loterie est le fruit du hasard et que les gens qui participent sont représentatifs de la population, on peut être raisonnablement confiant que si les gens qui remportent une loterie et leurs enfants commettent moins de crimes par la suite que les gens avec les mêmes caractéristiques socio-économiques qui n’ont pas connu un choc de richesse similaire, c’est parce que cette manne a réduit leur propension à commettre des crimes, alors que si on se contente de regarder la corrélation entre richesse ou revenu et criminalité on ne peut pas exclure qu’elle résulte du fait que les mêmes facteurs agissent à la fois sur le revenu et la propension à commettre des crimes.

De fait, l’étude trouve que remporter une loterie n’a aucun effet sur la probabilité d’être condamné ou soupçonné pour une infraction criminelle, alors qu’elle trouve une corrélation négative très forte entre le revenu et le fait d’avoir été condamné ou soupçonné pour une infraction criminelle dans la population, ce qui suggère que cette corrélation n’est pas causale. À vrai dire, l’étude trouve même que gagner à une loterie augmente la probabilité d’être condamné pour une infraction criminelle, mais l’effet n’est pas statistiquement significatif. L’étude trouve aussi un effet proche de zéro et statistiquement non-significatif sur la probabilité d’être condamné pour un crime violent spécifiquement. Les résultats sont très similaires dans le cas des enfants des gens qui ont gagné à la loterie, ce qui suggère que le niveau de revenu de la famille dans laquelle un individu a été élevé n’a pas d’impact sur sa propension à commettre des crimes par la suite, mais les effets sont estimés de manière beaucoup moins précise. Par exemple, l’effet sur la probabilité d’être condamné ou soupçonné pour un crime violent est négatif et serait non-négligeable s’il était réel, mais il n’est pas statistiquement significatif. Une récente étude finlandaise, qui estime l’impact d’une expérience ayant consisté à attribuer de manière aléatoire à 2 000 personnes un revenu universel de 560€ par mois sans condition puis à comparer la probabilité que les bénéficiaires soient mis en cause dans une affaire criminelle avec celle de plus de 170 000 individus avec des caractéristiques socio-économiques similaires n’ayant pas bénéficié de ce dispositif, n’a trouvé aucun effet que ce soit pour les infractions criminelles en général ou les crimes violents en particulier.

Une autre stratégie consiste à comparer l’association entre revenu et criminalité dans la population en général avec l’association entre frères ou soeurs au sein d’une même famille. L’idée est que, dans la mesure où les facteurs qui pourraient créer une association trompeuse entre revenu et criminalité dans la population parce qu’ils influencent à la fois le revenu et la criminalité sont communs aux membres d’une même famille (gènes, culture, éducation, etc.), cette association devrait être réduite voire disparaître quand on l’estime au sein d’une même famille. Le revenu familial peut varier même quand on compare des membres de la même famille parce que les membres d’une même fratrie naissent à des moments différents et que le revenu d’un ménage varie dans le temps. De fait, une étude portant sur plus de 650 000 individus en Finlande qui a utilisé cette méthode a trouvé que l’association entre revenu et criminalité violente, qui est très claire quand on s’intéresse à la population dans son ensemble (même quand on procède à des ajustements statistiques pour comparer des gens qui ont des caractéristiques observables identiques), disparaissait quand on compare uniquement des frères ou soeurs dans la même famille :

Les résultats de cette étude suggèrent donc que l’association entre pauvreté et criminalité qu’on observe dans la population, en tout cas pour les crimes violents, n’est pas causale.20

On peut aussi utiliser cette même stratégie pour estimer l’effet des caractéristiques socio-économiques, non pas des individus eux-mêmes ou de la famille dans laquelle ils ont été élevés, mais du quartier dans lequel ils ont grandi. En effet, de la même façon que le revenu familial change au cours du temps et n’est donc pas toujours le même pour les frères et soeurs d’une même famille, le quartier où la famille vit et les écoles où étudient les enfants de cette famille ne sont pas toujours les mêmes car les gens déménagent et changent de quartier au cours du temps. Une étude suédoise portant sur près de 300 000 individus a utilisé cette approche et trouvé que, même s’il existait une forte corrélation dans la population entre le niveau socio-économique du quartier où quelqu’un a grandi et la probabilité d’être condamné pour un crime violent après l’âge de 15 ans, celle-ci disparaissait quand on comparait les gens avec leurs frères et soeurs. Il existe aussi quelques études qui utilisent des méthodes permettant d’estimer l’impact causal des caractéristiques socio-économiques du quartier dans lequel les gens grandissent sur leur propension à commettre des crimes plus tard qui trouvent un effet positif.

Par exemple, c’est le cas d’une étude qui a exploité une expérience naturelle au Danemark entre 1986 et 1988, durant laquelle des familles de réfugiés comptant plus de 4 000 enfants au total ont été réparties sur le territoire de façon quasi-aléatoire. Cette étude trouve que le taux de criminalité dans les municipalités où les familles de réfugiés ont initialement été installées affectait la propension des enfants de réfugiés à commettre des crimes violents par la suite. Toutefois, en fonction des spécifications du modèle (c’est-à-dire des hypothèses qu’il fait et des variables utilisées), cet effet n’est souvent pas statistiquement significatif. D’autres études utilisent encore une autre stratégie consistant à exploiter une expérience naturelle qui se traduit par un choc de revenu. Par exemple, une étude a utilisé la crise du phylloxera en France au XIXème siècle, qui a entraîné une réduction significative des revenus de la population en détruisant la production de vin, pour estimer l’effet sur la criminalité. L’idée est que, comme l’invasion a été progressive et n’a pas affecté tous les départements en même temps mais que son timing peut raisonnablement être considéré comme aléatoire ou du moins sans rapport avec l’évolution de la criminalité dans les différents départements (si ce n’est évidemment à travers l’effet de la maladie elle-même), on peut indirectement estimer l’effet causal du revenu sur la criminalité en comparant l’évolution des taux de criminalité avant et après l’invasion dans les départements qui ont été envahis avec leur évolution dans les départements qui n’ont pas encore été envahis.

L’étude conclut que la baisse de revenu causée par l’invasion du puceron et la maladie de la vigne qu’elle a entraîné a provoqué une augmentation des atteintes aux biens mais une baisse des crimes violents.21 Les résultats de cette étude sont représentatifs de la littérature sur l’impact de la pauvreté sur la criminalité, qui trouvent souvent (mais pas systématiquement) un effet sur les atteintes aux biens, mais généralement (bien que pas toujours) aucun effet sur les crimes violents. L’Annual Review of Criminology vient de publier une revue de la littérature que ses auteurs résument ainsi :

De nombreuses études s’attachent à comprendre pourquoi les taux de criminalité globaux varient selon les personnes, les lieux et les époques ; comme 80 % de tous les crimes sont des infractions contre les biens, c’est ce que ce type de recherche explique généralement. Mais si l’objectif est de comprendre comment lutter contre la criminalité, il convient plutôt de se concentrer sur les crimes violents graves, qui selon les meilleures estimations disponibles semblent représenter la majeure partie des coûts sociaux de la criminalité. Les meilleures données disponibles suggèrent que les politiques qui réduisent le désespoir économique diminuent les crimes contre les biens (et, par conséquent, les taux de criminalité globaux), mais n’ont que peu d’incidence systématique sur les crimes violents. La différence d’impact provient sans doute en grande partie du fait que la plupart des crimes violents, y compris les meurtres, ne sont pas des crimes commis dans un but lucratif, mais plutôt des crimes passionnels, notamment des crimes commis sous l’emprise de la rage. Les politiques visant à atténuer les difficultés matérielles, aussi importantes et utiles soient-elles pour améliorer la vie et le bien-être des personnes, ne suffisent pas à elles seules à alléger de manière substantielle le fardeau que représentent les crimes violents pour la société.

Cet article ne porte que sur les études aux États-Unis, mais ses conclusions s’appliquent plus généralement aux études dans les pays développés, qui trouvent souvent que la pauvreté a un effet sur les atteintes aux biens mais plus rarement sur les crimes violents.

Cela ne veut pas dire pour autant que la pauvreté et plus généralement les facteurs socio-économiques n’ont aucun effet causal sur la délinquance. C’est un sujet très complexe, il est très compliqué en sciences sociales de démêler les différents facteurs qui affectent les phénomènes qu’on cherche à comprendre et les études sur la question ont toujours des limites qui doivent inciter à la prudence. Ne serait-ce que pour cette raison, je ne prétends avoir réglé la question dans cette section, qui mériterait un article à part sur le sujet. Par exemple, même si en moyenne la pauvreté n’a pas d’effet sur la propension à commettre des crimes violents, il est possible que cet effet soit hétérogène et qu’il existe pour certaines catégories de la population, ce qui pourrait être difficile à détecter mais néanmoins important du point de vue des politiques publiques. Les résultats de l’étude suédoise sur les personnes qui ont remporté une loterie dont j’ai présenté les résultats plus haut, quand on lit attentivement les annexes, contiennent d’ailleurs quelques éléments qui vont dans ce sens, même si ça n’a rien de conclusif et que c’est au mieux suggestif. D’une façon générale il est possible que les facteurs socio-économiques et la propension à commettre des crimes interagissent de façon plus complexe que ce que peuvent capturer la plupart des modèles utilisés dans la littérature sur le lien entre pauvreté et criminalité.

Il est aussi tout à fait possible que certaines études sur la question souffrent du même type de problème de puissance statistique dont j’ai parlé plus haut dans la section sur les analyses économétriques de l’effet de l’immigration sur la délinquance au niveau agrégé. Par exemple, je pense qu’il est possible que ce soit le cas de l’étude sur les gens qui ont gagné à la loterie en Suède, du moins en ce qui concerne l’analyse de l’effet sur les enfants des vainqueurs. Par ailleurs, même si elles permettent d’estimer l’impact causal de la pauvreté sur la délinquance (du moins à condition que les hypothèses sur lesquelles elles reposent soient vérifiées), les méthodes économétriques utilisées pour estimer cet effet ont souvent tendance à souffrir de problèmes de validité externe, ce qui en termes moins barbares veut dire qu’il est généralement plus difficile de généraliser leurs résultats en dehors des situations très particulières auxquelles elles s’appliquent et leurs résultats peuvent être délicats à interpréter. Par exemple, l’étude qui compare les frères et soeurs au sein d’une même famille en Finlande permet en principe d’estimer l’effet d’une variation de revenu au sein d’une même famille, mais il est possible que les variations de revenu à l’intérieur à des familles ne capturent qu’une partie des variations de revenus entre familles qui contribuent au lien entre pauvreté et criminalité au sein de la population dans son ensemble.22 Il est aussi possible et même probable que, outre la pauvreté et les caractéristiques du quartier dans lequel les gens ont grandi, d’autres facteurs socio-économiques comme l’éducation jouent un rôle dans la délinquance.23

Je ne prétends donc pas que la littérature démontre de manière non-ambiguë que les facteurs socio-économiques n’ont aucun impact sur la criminalité, ce que d’ailleurs je ne crois même pas moi-même, pas même sur les crimes violents. En particulier, le fait que, même quand on procède à des ajustements statistiques qui prennent en compte toute une batterie de variables socio-économiques les immigrés et leurs enfants restent souvent très surreprésentés parmi les délinquants ne démontrent pas que des facteurs socio-économiques n’expliquent pas cette surreprésentation résiduelle, puisque comme l’étude suédoise sur les comparaisons au sein d’une même famille l’illustre il est possible en théorie que des facteurs socio-économiques non-observables soient responsables. Je dis juste que, contrairement à ce que suggèrent Philippe et Valette dans leur note, l’effet sur la criminalité violente tout du moins est loin d’être évident quand on lit la littérature et qu’en tout état de cause il est très improbable que les facteurs socio-économiques suffisent à expliquer l’énorme surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les statistiques de la délinquance. Une fois encore, il est très improbable que Philippe et Valette ignorent que la littérature sur l’impact de la pauvreté sur la criminalité a tendance à trouver un effet sur les atteintes aux biens mais pas sur les crimes violents (Philippe cite d’ailleurs l’étude sur l’effet de l’invasion du phylloxera dans son livre sur le système judiciaire français), donc pourquoi suggèrent-ils que, si les immigrés commettent plus de crimes que le reste de la population, c’est parce qu’ils sont plus souvent pauvres ? Je pense que, arrivé à ce stade de mon exposé, tout le monde aura compris pourquoi sans que j’aie besoin de l’expliquer.

Mais le pire est peut-être que, quand bien même ils auraient raison et la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants serait entièrement le produit de facteurs socio-économiques, ça ne changerait rien à l’impact de l’immigration sur la délinquance. En effet, même si on fait l’hypothèse que l’unique raison pour laquelle les immigrés et leurs enfants ont une propension à la délinquance plus importante que le reste de la population du fait qu’ils sont plus souvent pauvres, le résultat serait le même : une augmentation de l’immigration, en tout cas dès lors que les immigrés qui viennent sont pauvres, se traduirait quand même par une augmentation de la délinquance toutes choses égales par ailleurs. On ne peut pas à la fois dire que l’immigration n’a aucun effet sur la délinquance et que les gens pauvres ont une propension à commettre des crimes plus importante, parce qu’à l’heure actuelle en France et en Europe les immigrés ont tendance à être plus défavorisés socialement que le reste de la population, mais c’est précisément ce que Philippe et Arnaud, que le souci de cohérence n’a pas l’air d’étouffer, font dans leur note.24 On pourrait éventuellement arguer que, si la propension à la délinquance plus importante des immigrés était le produit de la pauvreté, il devrait en théorie être possible de régler le problème de la délinquance des immigrés en réglant celui de leur pauvreté, mais outre le fait que ça ne changerait rien à l’effet qu’a l’immigration sur la délinquance dans le monde réel (où on n’a pas éliminé le problème de la pauvreté des immigrés), en pratique il est très difficile et même probablement d’impossible d’éliminer totalement le problème de la pauvreté des immigrés. Les gens qui passent leur temps à répéter “corrélation n’est pas causalité” comme un mantra quand on leur parler de la surreprésentation des immigrés dans les chiffres de la délinquance confondent l’effet causal de l’immigration avec ses mécanismes sous-jacents.

Les données individuelles sur la propension des immigrés et de leurs enfants à commettre des crimes sont-elles le produit de biais dans le système pénal ?

En désespoir de cause, comme tous les gens qui prétendent que l’immigration n’a aucun effet sur la délinquance, Philippe et Valette finissent par se replier sur l’argument des biais dans le système pénal : si les immigrés et leurs enfants sont surreprésentés dans les données sur les auteurs de délits, c’est parce que le système pénal est biaisé en leur défaveur, donc même à comportement identique ils ont plus de chances de finir dans les données de la délinquance. Avec l’absence de nuance qui caractérise leur note, ils vont même jusqu’à écrire que “la surreprésentation des immigrés dans les statistiques de délinquance ne peut être comprise qu’à l’aune du traitement différencié que subit cette population à toutes les étapes du système pénal”. Le problème avec cet argument est que, même s’il ne fait guère de doute qu’il existe des biais dans le système pénal, il est complètement improbable qu’ils puissent expliquer en totalité ou même en majorité la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les chiffres de la délinquance et, en tout état de cause, les arguments qu’avancent Philippe et Valette dans leur note ne démontre rien de la sorte. En effet, cette surreprésentation est souvent très importante même au niveau des mis en cause, avant que les biais dans le reste de la chaîne pénale n’aient pu exacerber les biais dans la police.

Par exemple, nous avons vu que, dans les affaires de vols avec violence sans arme en France, les individus de nationalité africaine étaient mis en cause à un taux 6,3 fois supérieur à celui des Français. Comme nous l’avons vu, dans tous les pays européens, on trouve une surreprésentation des immigrés et de leurs enfants originaires du continent africain ou du Moyen-Orient similaires, voire même très supérieure, pour un grand nombre de types d’infractions. Les écarts sont réduits quand on tient compte des différences de sexe et d’âge entre les immigrés ou leurs enfants et le reste de la population, mais ils restent souvent du même ordre. Sommes-nous vraiment censés croire que, à comportement identique, la probabilité d’être mis en cause dans une affaire de crime violent est 5 fois plus importante, voire même davantage, pour certains groupes à cause des biais dans la police ? Non seulement c’est invraisemblable au point d’être risible, mais les quelques éléments de preuve qu’avancent Philippe et Valette pour justifier leur affirmation sont loin de pouvoir expliquer des écarts pareils, à supposer qu’ils puissent expliquer quoi que ce soit.

Par exemple, ils citent une étude de 2012 sur la discrimination selon l’apparence lors des contrôles d’identité, qui a observé les contrôles de police dans un certain nombre de lieux publics à Paris et trouvé que les individus appartenant à une minorité visible avaient une probabilité plus élevée d’être contrôlés que le reste de la population même quand on prenait en compte la façon dont ils s’habillaient. Mais quelle proportion des personnes mises en cause pour un vol avec violence ou une tentative d’homicide, types d’infractions pour lesquels certains groupes d’étrangers sont mis en cause à des taux pouvant être jusqu’à 14 fois supérieur à celui des Français, l’ont été à la suite d’un contrôle de police ? D’ailleurs, cette étude ne permet même pas d’établir que les effets qu’elle mesure sont vraiment le fruit de la discrimination à l’encontre des minorités visibles, car pour cela il faudrait savoir quelle proportion des contrôles étaient vraiment aléatoires ou du moins pas motivés par la recherche d’un suspect particulier et quelle proportion étaient effectués à la suite d’un signalement.

En effet, si des policiers reçoivent un appel radio leur signalant qu’un individu de type maghrébin en jogging vient de voler un téléphone portable dans le secteur, ils ne vont pas contrôler un homme de type européen en costume de ville pour faire plaisir à Philippe et Valette. Par ailleurs, dans la mesure où des discriminations existent dans la pratique des contrôles policiers (ce dont je ne doute pas), elles sont probablement au moins en partie le résultat de différences de comportement et donc supposent dans une certaine mesure une surdélinquance de certaines catégories de la population. L’étude montre aussi que les femmes ont une probabilité beaucoup moins importante d’être contrôlée que les hommes et ce n’est pas parce que les policiers ont un biais contre les hommes. C’est peut-être regrettable dans la mesure où cela aboutit à des inégalités de traitement, mais si certaines catégories de la population ont une propension à la délinquance beaucoup plus importante que le reste de la population, il est probablement inévitable que les policiers en tiennent compte même quand ils procèdent à des contrôles qui ne sont pas motivés par la recherche d’un suspect particulier.

Les gens qui insistent que les biais dans la police et le système judiciaire expliquent pourquoi certains groupes d’immigrés et leurs enfants sont à ce point surreprésentés dans les données sur la délinquance doivent aussi expliquer pourquoi, si c’est vrai, on observe également des disparités très importantes entre différents groupes nationaux dont les membres sont généralement indistinguables par les forces de police et dont en tout état de cause on a aucune raison de penser que ces dernières sont plus biaisées envers les uns que les autres. Par exemple, dans les données de la police fédérale allemande sur les suspects, on voit que les Algériens sont soupçonnés d’un crime en général ou d’un crime violent en particulier à un taux plus de 5 fois supérieur à celui des Syriens, mais à moins de supposer que les policiers allemands savent distinguer les différents dialectes arabes et que pour une raison mystérieuse ils ont une dent particulière contre les Algériens, on voit mal comment cette différence pourrait résulter de biais dans la police. Ce n’est pas non plus le résultats de différences démographiques, car même si la part des hommes entre 15 et 45 ans est légèrement supérieure pour les Algériens que pour les Syriens (47% contre 38%), la différence n’est pas assez importante pour expliquer l’écart entre leurs taux de suspicion respectifs.25 Le seul mécanisme plausible pour expliquer les différences de taux de suspicion entre les ressortissants de différents pays arabes est que, probablement parce qu’ils sont sélectionnés de manière très différentes, ils commettent des crimes à des taux très différents.

Compte tenu de la variation très importante qui existe entre différents groupes nationaux même au sein d’un même groupe ethnique, les gens qui mettent la surreprésentation parfois gigantesque de certains groupes d’immigrés et de leurs enfants dans les statistiques de la délinquance sur le compte des biais dans la police et le système judiciaire sont obligés de défendre la thèse que, pour une raison mystérieuse, la variation au sein d’un même groupe ethnique est principalement le résultat de différences de comportement, alors que la variation entre groupes ethniques est principalement le résultat de biais dans la police et le système judiciaire. On pourrait faire le même argument en prenant comme illustration la variation à l’intérieur d’un autre groupe de pays ou entre immigrés et enfants d’immigrés originaires du même pays dans beaucoup de pays européens. Il est aussi étrange, si la surreprésentation de certains groupes d’immigrés et de leurs enfants dans les données sur la délinquance est principalement due aux biais dans la police et le système judiciaire, que les mêmes biais visant les mêmes groupes avec une intensité similaire existent dans tous les pays européens. Bien sûr, si quelqu’un insiste pour défendre cette thèse, il n’y a rien dans les données sur les suspects qui permette de la réfuter, mais on voit mal ce qui pourrait motiver quelqu’un à la défendre si ce n’est la volonté de nier à tout prix que certains groupes d’immigrés et leurs enfants ont une propension à commettre des crimes plus importante que le reste de la population.

À l’appui de leur affirmation sur le rôle des biais dans la surreprésentation des immigrés dans les statistiques de la délinquance, Philippe et Valette présentent aussi une analyse qui se veut une preuve que la justice discrimine contre les étrangers, au motif qu’ils ont une probabilité plus forte d’être condamnés à une peine de prison ferme, qui est aussi plus longue en moyenne, même quand on les compare à des Français de même âge, sexe, ayant les mêmes antécédents judiciaires, date et lieu de jugement, qui ont commis le même type d’infraction et suivi la même procédure. Ils ne donnent quasiment aucun détail sur la façon dont ils ont réalisé cette analyse, donc il est difficile de porter un jugement critique dessus, mais même sans connaître les détails il est évident qu’elle ne démontre pas l’existence d’un biais dans l’attribution des peines. En effet, de la même façon qu’une corrélation entre pauvreté et délinquance dans la population ne veut pas forcément dire que la pauvreté augmente la propension à la délinquance, le fait que des différences subsistent entre les étrangers et les Français même quand on contrôle pour un certain nombre de caractéristiques observables ne veut pas dire qu’elles sont le résultat d’une discrimination à l’encontre des étrangers, pour la simple et bonne raison qu’elles pourraient être dues à des différences légalement pertinentes et connues des juges mais pas observables par les chercheurs.

Par exemple, même si on compare uniquement des étrangers qui ont commis un vol avec violence à des Français qui ont aussi commis un vol avec violence, tous les vols avec violence n’ont pas la même gravité et il est possible qu’en moyenne les étrangers commettent des vols avec violence plus graves que les Français. Peut-être que les données contenaient des informations suffisamment fines sur la nature des délits dont étaient accusés les prévenus dans les affaires qu’ont examinées Philippe et Valette pour exclure cette possibilité, mais j’en doute fortement, c’est impossible à savoir puisqu’encore une fois ils ne donnent quasiment aucun détail sur cette analyse et de toute façon ce n’est qu’un exemple parmi tant d’autres illustrant pourquoi il est impossible de conclure à l’existence de discrimination dans l’attribution des peines à partir d’une analyse de ce type. Philippe et Valette le savent d’ailleurs pertinemment, puisqu’eux-mêmes notent que les différences qu’ils observent même après avoir contrôlé pour un certain nombre de caractéristiques des prévenus et des affaires pour lesquelles ils étaient jugés “peuvent pour partie provenir de critères légaux de détermination des peines, comme l’insertion professionnelle ou le statut familial des condamnés”.

Pour estimer l’impact des biais contre les étrangers ou des personnes d’origine étrangère sur les décisions judiciaires, il ne suffit pas de contrôler pour quelques caractéristiques des prévenus et des affaires pour lesquelles ils étaient jugés, parce que cela ne permet pas d’exclure un problème d’endogénéité (c’est-à-dire la possibilité que les caractéristiques observables prises en compte dans le modèle soient corrélées à des facteurs non-observables qui affectent le résultat), il faut utiliser des méthodes qui permettent d’établir un lien causal entre la nationalité des prévenus ou leur origine et la probabilité qu’ils soient condamnés. Or, comme Philippe lui-même l’admet dans son livre, les données disponibles en France ne permettent pas de réaliser ce type d’études. Même aux États-Unis, où il est plus facile d’étudier la discrimination dans le système judiciaire, les études sur le sujet n’utilisent souvent pas des méthodes qui permettent vraiment d’estimer un effet causal. En dépit de cela, comme l’a noté une récente méta-analyse sur la question, les études sur les biais dans le système judiciaire aux États-Unis, bien qu’elles surestiment probablement l’effet de la discrimination, trouvent néanmoins en général des effets faibles sauf dans le cas des affaires de trafic de stupéfiants.

Or, non seulement les immigrés et leurs enfants sont condamnés pour des infractions criminelles à des taux largement supérieurs à ceux des personnes sans ascendance migratoire partout en Europe, mais c’est le cas pour quasiment tous les types de crimes et pas seulement pour le trafic de stupéfiants. Par conséquent, pour expliquer la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants parmi les personnes condamnées pour des délits en France et dans le reste de l’Europe, il ne suffit pas qu’il existe des biais à chaque étape de la chaîne pénale mais il faut que ces biais soient énormes. Par exemple, même si on supposait que, en raison de la discrimination à leur encontre dans le système judiciaire, les enfants d’immigrés originaires d’Afrique ou du Moyen-Orient avaient une probabilité d’être identifiés par la police quand ils commettent une infraction 50% plus grande que les personnes d’origine européenne, qu’une fois identifiés par la police ils avaient une probabilité d’être poursuivi en justice pour cette infraction 50% plus grande et qu’une fois poursuivis en justice pour une infraction ils avaient une probabilité d’être condamné 50% plus grande toutes choses égales par ailleurs (ce qui est absurde et que rien dans la littérature ne peut justifier), leur taux de condamnation ne serait “que” 3,4 fois supérieur environ à celui des personnes d’origine européenne.

À titre de comparaison, comme nous l’avons vu plus haut, les Algériens ont un taux d’incarcération environ 5,8 fois supérieur aux Français en France.26 Si on fait l’hypothèse que l’effet du biais à chaque étape de la chaîne pénale est de 15%, ce qui est plus raisonnable mais reste selon moi probablement une surestimation, on aboutit à un taux de condamnation “seulement” 50% supérieur. Ce petit calcul reste très simpliste et vise seulement à illustrer à quel point il n’était pas facile d’expliquer la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les données sur la délinquance par l’existence de biais dans le système pénal. Il laisse pourtant de côté plusieurs complications qui rendent cela encore plus difficile que cet exercice ne pourrait le faire croire. Par exemple, si les biais dans le système pénal ont un effet plus important dans le cas des crimes moins sérieux (ce qui est plausible ne serait-ce que parce que les garanties légales sont d’autant plus fortes que l’enjeu d’une condamnation est important), le calcul que j’ai fait plus haut surestime quelle part des écarts de taux d’incarcération ils peuvent expliquer parce que les gens sont plus souvent incarcérés pour des crimes graves que pour des crimes relativement moins sérieux.

C’est d’ailleurs pour cette raison qu’un autre argument de Philippe et Valette, qui interprètent le fait que la surreprésentation des immigrés s’accroît au fil de la chaîne pénale (i. e. elle est plus forte parmi les individus en prison que parmi les gens ayant fait l’objet d’une réponse pénale et plus forte parmi les gens qui ont fait l’objet d’une réponse pénale que parmi les auteurs d’infractions connus des services de police et traités par la justice) comme un effet de composition des biais, alors qu’en réalité il est possible et même probable que ce soit tout simplement parce que les immigrés et leurs enfants ont non seulement tendance à commettre plus de crimes mais aussi des crimes plus graves pour lesquels la probabilité de faire l’objet d’une réponse pénale et en particulier d’être condamné à une peine de prison est plus importante. Par ailleurs, si les immigrés et leurs enfants commettent plus de crimes que le reste de la population, ils auront une probabilité plus importante d’être condamné à une peine de prison que le reste de la population même pour un crime identique parce qu’ils auront généralement des antécédents judiciaires plus lourds et que cela entraîne une probabilité plus importante d’être condamné à une peine de prison et des peines plus lourdes même en l’absence de biais.

D’autre part, l’existence d’un biais à l’encontre de certains groupes dans le système pénal toutes choses égales par ailleurs n’implique pas forcément une surreprésentation des membres de ce groupe parmi les mis en cause ou les condamnés, parce que les choses ne sont pas forcément égales par ailleurs. Par exemple, du fait que les immigrés et leurs enfants vivent généralement à des endroits où le taux de criminalité est relativement élevé (non seulement parce qu’ils commettent plus de crimes mais aussi parce qu’ils habitent plus souvent en milieu urbain), il est possible que, même si par rapport à des Français d’origine autochtone qui vivent au même endroit ils ont une probabilité plus importante d’être poursuivi dès lors qu’ils ont commis un crime, ils ont néanmoins une probabilité moins importante d’être poursuivis que les Français d’origine autochtone à comportement égal d’une façon générale parce que les services de police et de gendarmerie ont tendance à moins souvent transmettre les informations sur les infractions dont ils ont connaissance au parquet dans les endroits où la criminalité est importante car ils sont débordés et veulent éviter de passer leur temps à rédiger des procès-verbaux ou d’engorger les tribunaux. Ainsi, au cours de l’enquête sur la délinquance des adolescents dont j’ai parlé plus haut, Hugues Lagrange a constaté que la juridiction de Nantes/Saint-Herblay “[transmettait] au parquet des affaires qui n’auraient pas dépassé la main courante en région parisienne”.

Il n’est donc pas si facile d’expliquer la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les données de la délinquance par les biais dans le système pénal. Encore une fois, personne ne conteste qu’il existe des biais dans le système judiciaire et que ça pourrait expliquer en partie la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants parmi les personnes sous écrou, mais la question est de savoir si les biais en question sont suffisamment importants pour expliquer l’intégralité de cette surreprésentation et la réponse est non. Si les gens qui mettent la surreprésentation sur le compte des biais dans le système pénal veulent qu’on les prenne au sérieux, ils doivent au minimum proposer un modèle qui décrit la façon les biais produisent cette surreprésentation dans les données en disant à combien ils estiment le biais à chaque étape de la chaîne pénale, expliquer sur quelle base ils font cette estimation et calculer la part des écarts que cela pourrait expliquer, mais bien sûr ils ne le font jamais parce que, s’ils le faisaient, on verrait tout de suite que leur thèse repose sur des hypothèses complètement invraisemblables que rien ne permet d’étayer. Évoquer les biais dans le système pénal pour expliquer la surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les statistiques de la délinquance sans chercher à quantifier quelle part de l’écart cela pourrait expliquer, ce qui révèlerait que dans le meilleur des cas ça n’explique pas grand-chose, est un exemple typique de fausse rigueur qui consiste à soulever un point théoriquement correct mais qui en pratique a pour unique but de se livrer à une manoeuvre d’obfuscation.

Conclusion

Il n’est pas vrai que les études économétriques sur l’impact de l’immigration sur la délinquance concluent unanimement à l’absence d’effet, mais quand bien même ce serait vrai, cela ne voudrait pas dire grand-chose. En effet, même si l’immigration a un effet important sur la délinquance, non seulement le fait que beaucoup de ces études n’arrivent pas à le détecter n’a rien d’étonnant, mais souvent ce serait même le contraire qui serait étonnant. L’idée qu’il faudrait conclure que l’immigration de gens qui, d’après les données sur les auteurs de délits, ont des taux de criminalité plusieurs fois supérieurs à celui du reste de la population n’a aucun effet sur la délinquance en France et plus largement en Europe au motif que des analyses économétriques qui ont une puissance statistique proche de zéro ne trouvent souvent aucun effet n’a aucun sens. Compte tenu de la surreprésentation des immigrés, du moins pour ceux qui sont originaires de certaines régions du monde (notamment du Maghreb, d’Afrique subsaharienne ou du Moyen-Orient), dans les données sur les auteurs de délits partout en Europe, il faudrait faire des hypothèses totalement invraisemblables pour que ce ne soit pas le cas.

Il n’est probablement pas vrai non plus, en tout cas cela n’explique pas tout, que les immigrés originaires de ces régions ont une propension à commettre des crimes plus importante que celle du reste de la population parce qu’ils sont plus souvent pauvres, mais de toute façon cela ne changerait rien à l’effet de l’immigration sur la délinquance même si c’était vrai. De la même façon, les biais dans la police et le système judiciaire, même s’il ne fait guère de doute qu’il y en a, ne peuvent pas expliquer le niveau de surreprésentation des immigrés et de leurs enfants dans les données sur les auteurs de délits. Prétendre que l’immigration n’a aucun effet sur la délinquance en France et plus généralement en Europe en dépit de ce qu’on voit dans les données sur les auteurs de délits est tellement absurde que, dans un monde normal, ce serait traité comme le platisme. Malheureusement, non seulement ce n’est pas le cas, mais défendre cette thèse absurde constitue presque un certificat de sérieux dans le monde universitaire, ce qui en dit long sur l’état de déliquescence intellectuelle et morale de celui-ci.

En réalité, l’intégralité des sommes en question ne peuvent pas être raisonnablement considérées comme des cotisations employeurs pour les retraites des fonctionnaires, mais recouvrent trois choses différentes : 1) une subvention d’équilibre versée par l’État pour compenser la démographie défavorable du régime de la fonction publique d’État, 2) le financement des dispositifs de solidarité dont bénéficient les retraités de la fonction publique d’État et qui ont vocation à être financés par l’impôt plutôt que par les cotisations sociales et 3) les cotisations employeurs proprement dites pour les retraites des fonctionnaires d’État. Sur le premier type de dépenses, dans un système de retraite par répartition où plusieurs régimes coexistent, il n’y a aucune raison que le ratio entre les cotisants et les retraités soit le même dans tous les régimes et, dès lors qu’aucun régime n’offre des conditions plus favorables qu’un autre (ce qui était le cas en France historiquement mais l’est beaucoup moins aujourd’hui avec l’alignement entre les régimes), il est logique que les régimes où la démographie est plus favorable contribuent au financement des autres par des transferts.

En l’occurrence, le ratio entre cotisants et retraités est particulièrement défavorable dans le régime de la fonction publique d’État, pour essentiellement deux raisons. D’abord, en raison de la privatisation d’un certain nombre d’entreprises où une partie des employés étaient affiliés au régime de la fonction publique d’État, le régime de la fonction publique a perdu beaucoup de cotisants alors qu’il doit toujours payer les pensions des employés des entreprises privatisées qui avaient été embauchés avant la privatisation et sont depuis partis à la retraite. D’autre part, alors que la masse salariale dans le privé croît peu ou prou au même rythme que la population active, la masse salariale du public a été soumise a une gestion rigoureuse depuis quelques décennies dans le cadre des efforts pour contrôler la dépense publique et a donc crû de façon beaucoup moins dynamique, ce qui a eu pour effet une dégradation continue du ratio entre cotisants et retraités du régime de la fonction publique d’État. Il existe des transferts de compensation démographique entre régimes, qui en théorie devrait régler ce problème, mais qui en pratique sont minuscules par rapport aux besoins réels et n’enlèvent donc pas grand-chose à la nécessité d’un transfert de l’État pour équilibrer le régime de la fonction publique d’État.

Les sommes versées par l’État au “compte d’affectation spéciale” pour les retraites des fonctionnaires incluent aussi le financement d’un certain nombre de dispositifs qui, dans les autres régimes, sont pris en charge par d’autres branches de la sécurité sociale mais financées par l’impôt et qu’il est donc injustifié de considérer comme des cotisations employeurs pour les retraites des fonctionnaires. Par exemple, dans le cadre d’une politique d’encouragement de la natalité, les gens ayant eu trois enfants ou plus bénéficient d’une majoration du montant de leur pension de retraite. Dans le privé, cette majoration est financée par la branche famille de la sécurité sociale, mais dans le public elle est prise en charge par le régime de retraite de la fonction publique d’État. De la même façon, les pensions d’invalidité relèvent dans le régime général de la branche maladie et non pas de la branche vieillesse, alors que dans le public elles sont versées par le régime de retraite de la fonction publique d’État. Ces dépenses et d’autres du même genre, bien que prenant la forme de pensions ou de majoration de pensions versées à des retraités, relèvent plutôt de la solidarité nationale et devraient en toute logique être financées par l’impôt.

Si les sommes versées par l’État au “compte d’affectation spéciale” incluent en réalité non pas seulement des cotisations employeurs, ayant la même signification économique que les cotisations versées par les employeurs privés, mais aussi une subvention d’équilibre et le coût de dispositifs relevant de la solidarité nationale et financés par l’impôt dans le privé, quel taux doit-on appliquer à la masse salariale de la fonction publique pour mesurer le montant des cotisations employeurs proprement dites que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires ? On pourrait appliquer le même taux que dans le privé, mais ce serait injustifié car l’assiette sur laquelle sont assises les cotisations dans le public représente une part bien plus faible de la rémunération totale. En effet, dans la fonction publique d’État, cette assiette exclut les primes qui représentent pourtant 24% de la rémunération totale en moyenne. L’auteur de la note du CAE suggère en première analyse un simple ajustement du taux global de cotisation dans le privé pour tenir compte des différences d’assiette, ce qui donne (16,46% + 11,31%) / (100% - 24%) = 36,54%, puis de prendre la différence entre ce taux et le taux de cotisation salariale dans le public pour obtenir un taux de cotisation employeur de 36,54% - 11,1% = 25,44%.4

Comme l’auteur de la note du CAE l’explique elle-même, reprenant l’étude de l’IPP, il y a cependant plusieurs problèmes avec cette procédure. D’abord, comme nous l’avons déjà vu, les transferts de compensation démographique entre régimes sont très insuffisants et ne couvrent qu’une infime partie des différences de ratios cotisants/retraités entre les différents régimes. Si nous avions un régime universel de retraite et que le taux global de cotisation était celui qui prévaut actuellement dans le régime général, il serait nettement déficitaire, ce qui veut dire qu’en pratique le régime général bénéficie d’une subvention implicite de la part de l’État et que le taux global de cotisation dans le privé est sous-estimé. On peut estimer qu’il serait légitime que l’État subventionne le système de retraite par des transferts financés par l’impôt, de fait cela fait longtemps que notre système de retraite est sorti d’une logique purement “assurantielle” et la part des dépenses de retraite financées par l’impôt plutôt que les cotisations ne cesse de croître, mais comme le disent à juste titre les auteurs de l’étude de l’IPP il serait absurde de considérer cette subvention comme un élément du coût salarial des fonctionnaires.5

Or, si le taux de cotisation global du régime général est sous-estimé, cela signifie qu’en appliquant la même procédure que ci-dessus pour tenir compte des différences d’assiette avec un taux de cotisation plus réaliste pour le privé on obtiendrait un taux de cotisation employeur plus élevé dans le public. D’un autre côté, il n’y aucune raison de penser que, par rapport à la masse salariale, les dispositifs relevant de la solidarité nationale qui ont vocation à être financés par l’impôt coûtent aussi cher dans le public que dans le privé, car ils dépendent de caractéristiques des emplois et de la main-d’oeuvre, comme la pénibilité des métiers et la proportion de femmes, qui ne sont probablement pas les mêmes dans le public et dans le privé. Les auteurs de l’étude de l’IPP ont donc utilisé une approche consistant, non pas à prendre le taux de cotisation du privé et à faire un simple ajustement pour tenir compte des différences d’assiette, mais à estimer directement d’une part les dépenses qui relèvent de la solidarité nationale et d’autre part le transfert que le régime général devrait verser à celui de la fonction publique d’État pour compenser intégralement son déséquilibre démographique, puis à calculer le taux de cotisation à partir de ce qui reste une fois qu’on a retiré tout cela des sommes actuellement versées au “compte d’affectation spéciale”.

En utilisant cette méthode, les auteurs de l’étude de l’IPP trouvent un taux de cotisation employeur de 34,7%, mais eux-mêmes reconnaissent qu’il ne s’agit que d’une estimation approximative qui a vocation à être affinée par les services de l’État avec les données plus complètes dont ils disposent. De fait, l’auteur de la note du CAE que le taux de 34,7% est probablement une borne supérieure et que le taux qu’il faudrait retenir est sans doute compris entre celle-ci et le taux de 25,44% qu’elle obtient en faisant un simple ajustement pour les différences d’assiette, qui lui est plutôt une borne inférieure. En effet, non seulement les auteurs de l’IPP n’ont pas soustrait du montant versé par l’État au “compte d’affectation spéciale” tous les dispositifs qui relèvent de la solidarité nationale, mais de plus leur estimation de la compensation démographique repose uniquement sur le nombre de cotisants et de retraités sans tenir compte du fait que les salaires dans le public ont baissé par rapport à ceux dans le privé. Toutefois, faute de pouvoir estimer plus précisément le taux, je suivrai dans cet article l’auteur de la note du CAE qui en dépit de ces réserves a retenu le taux de l’IPP pour ses calculs.

L’auteur de la note du CAE propose une révision des normes de la comptabilité nationale consistant à requalifier la partie des sommes versées au “compte d’affectation spéciale” qui ne correspondent pas vraiment à des contributions employeurs pour les retraites mais relèvent plutôt d’une subvention d’équilibre démographique ou du financement de dispositifs relevant de la solidarité nationale. Concrètement, elle propose que cette partie des sommes en question, dont à l’heure actuelle l’intégralité est comptabilisée en emplois dans le compte d’exploitation des administrations publiques en D122 et en ressources dans le compte de distribution secondaire du revenu des administrations publiques en D612 (“cotisations sociales imputées à la charge des employeurs” dans le système européen de comptabilité nationale), soit requalifiée en transfert de l’État vers le régime de retraite des fonctionnaires et comptabilisée en emplois et en ressources dans le compte de distribution secondaire du revenu des administrations publique en D73 (“transferts courants entre administration publiques” dans le système européen de comptabilité nationale).6 En 2023, l’État a versé au “compte d’affectation spéciale” 39,6 milliards au titre des fonctionnaires civils et 10,8 milliards au titre des fonctionnaires militaires soit un total de 50,4 milliards, donc avec cette révision des normes comptables les cotisations employeurs que l’État verse pour les retraites des fonctionnaires seraient réduites de 39,6 Md€ - 39,6 Md€ * 34,7% / 74,28% + 10,8 Md€ - 10,8 Md€ * 34,7% / 126,07% = 28,9 milliards d’euros et cette somme serait requalifiée en transfert de l’État vers les administrations de sécurité sociale.7 Une conséquence de cette révision des normes comptables, comme le soulignent à la fois l’auteur de la note du CAE et les auteurs de l’étude de l’IPP, c’est que les dépenses publiques baisseraient d’autant.

Pour comprendre pourquoi, il faut toutefois se plonger dans des détails un peu ésotériques de la comptabilité nationale. Il peut sembler étrange que, simplement en requalifiant une partie des sommes que l’État verse au “compte d’affectation spéciale” pour les retraites des fonctionnaire en transfert plutôt qu’en cotisations employeurs, on réduise la dépense publique. Après tout, peu importe comment on choisit d’appeler ces dépenses, ça ne change rien au fait qu’elles ont lieu ni à leur montant total. En comptabilité nationale, les transferts entre administrations publiques sont “consolidés” dans le compte du secteur public au niveau le plus agrégé (S13 dans le système des comptes nationaux européen), puisqu’ils sont considérés comme de simples mouvements de trésorerie interne et ils n’entrent donc ni dans les dépenses ni dans les recettes publiques. Cela semble tout à fait logique, puisque si une administration publique (l’État par exemple) verse une certaine somme à une autre (une collectivité territoriale par exemple), ce transfert représente bien une dépense au niveau de l’administration publique qui verse cette somme et une recette pour celle qui la reçoit mais il est neutre au niveau des administrations publiques dans leur ensemble. Bien qu’un tel transfert fasse l’objet de deux écritures dans les comptes, une comme dépense dans le compte de l’administration publique qui verse et une autre comme recette dans le compte de celle qui reçoit, ces deux écritures se compensent exactement dans le compte des administrations publiques dans leur ensemble et par conséquent elles ne sont pas prises en compte dans le calcul des dépenses et des recettes publiques à ce niveau.8

Mais ce n’est pas le cas pour les cotisations employeurs, car la comptabilité nationale adopte une interprétation économique de ces dernières, d’après laquelle elles font partie de la rémunération des salariés et sont donc réputées leur être versées même si en pratique elles ne transitent jamais sur leur compte en banque. Les cotisations employeurs payées par l’État sont donc comptabilisées une première fois comme dépense en tant que rémunérations versées aux fonctionnaires en place (D122 dans le compte d’exploitation des administrations publiques), puis comme recette en tant que cotisations que ces derniers sont réputés verser au régime de retraite (D612 dans le compte de distribution secondaire du revenu des administrations publiques), avant d’être finalement comptabilisées à nouveau comme dépense en tant que pensions versées par celui-ci aux fonctionnaires à la retraite (D622 et D623 dans le compte de distribution secondaire du revenu des administrations publiques). La comptabilité nationale introduit donc un circuit fictif dans lequel l’État verse aux fonctionnaires en poste les cotisations employeurs comme élément de leur rémunération, lesquels à leur tour versent cet argent au régime de retraite des fonctionnaires, qui le verse enfin aux fonctionnaires à la retraite sous forme de pension, même si en réalité les sommes en question sont versées directement par l’État aux fonctionnaires à la retraite sans jamais passer par le compte en banque des fonctionnaires en poste ni par une caisse de retraite.9

Cela peut sembler artificiel mais ça a du sens dès lors qu’on les cotisations employeurs sont en réalité payées par les salariés et font donc partie du coût du travail pour l’employeur. Dans le mesure où l’incidence réelle des cotisations employeurs porte sur les salariés, il est vrai en un sens que c’est une partie de leur rémunération qu’ils versent à la sécurité sociale en échange d’un service (à savoir un flux de revenus futur sous la forme de pensions qui leur seront versées quand ils seront à la retraite), c’est juste que les versements en question sont obligatoires et qu’ils n’ont donc pas d’autre choix que d’acheter ce service. Dès lors qu’on accepte que, du point de vue économique, les cotisations employeurs font partie de la rémunération des salariés, il est normal de les considérer comme de la dépense publique car elles ne restent pas à l’intérieur du secteur des administrations publiques mais en sortent pour constituer un revenu dans un autre secteur institutionnel, à savoir celui des ménages. De la même façon, dès lors qu’on accepte que cet argent appartient vraiment aux salariés qui le versent aux organismes de sécurité sociale en échange de prestations (même si en pratique ils n’ont pas le choix), il est normal de considérer que c’est une recette publique car il ne vient pas d’une autre administration publique mais d’un autre secteur institutionnel, à savoir celui des ménages. Dans le cas des transferts courants entre administrations publiques, en revanche, l’argent ne sort jamais du secteur des administrations publiques et ces transferts ne sont vraiment rien de plus que des mouvements de trésorerie internes.

C’est d’ailleurs sur cette interprétation économique des cotisations employeurs que reposent implicitement l’argument de l’auteur de la note du CAE et des auteurs de l’étude de l’IPP qu’il faudrait requalifier une partie des sommes actuellement comptabilisées en tant que cotisations employeurs versées par l’État aux fonctionnaires en poste. En effet, cela n’a du sens de considérer les cotisations employeurs pour la retraite comme un élément de la rémunération des salariés que dans la mesure où il correspond à un service réel qu’obtiennent ces derniers en contrepartie, mais si comme c’est le cas en ce qui concerne les cotisations employeurs que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires une partie de cette somme ne sert pas à financer les retraites des fonctionnaires à proprement parler, mais d’une part sert à financer des dispositifs relevant de la solidarité nationale qui ont vocation à être financés par l’impôt et d’autre part constitue une subvention implicite aux autres régimes de retraite qui ne font pas les transferts nécessaires pour compenser le déséquilibre démographique du régime de la fonction publique d’État, alors c’est injustifié.

Par conséquent, si on requalifie une partie des cotisations employeurs versées par l’État au “compte d’affectation spéciale” pour les retraites des fonctionnaires en transferts, cela va mécaniquement réduire la dépense publique. En effet, même si ça ne changera rien au montant totale des pensions qui seront versées aux fonctionnaires à la retraite, le montant des cotisations employeurs réputées être versées par l’État aux fonctionnaires en poste comme élément de leur rémunération sera en revanche réduit et du fait du circuit fictif introduit par la comptabilité nationale cette dépense est comptabilisée séparément de la dépense consistant au versement des pensions des fonctionnaires à la retraite. Toutefois, cette baisse de la dépense publique ne se traduira pas par une baisse du déficit, car la requalification d’une partie des cotisations employeurs versées par l’État pour les retraites des fonctionnaires en transferts baissera d’autant les cotisations réputées être versées par les salariés pour leur retraite et donc les recettes publiques.10 Puisque les recettes publiques baisseront d’un montant égal aux dépenses publiques, le déficit des administrations publiques restera inchangé.

Mais ce n’est pas neutre pour autant et cela pour plusieurs raisons. D’abord, dans la mesure où le problème que cette révision des normes comptables a pour but de corriger n’existe pas ou moins dans les autres pays, les comparaisons internationales de dépenses publiques sont faussées en l’absence de cette révision. En effet, comme la plupart des pays utilisent le même système de comptabilité nationale (qui repose sur une interprétation économique des cotisations employeurs), il est vrai partout que les montants enregistrés en D122 et D612 dans les comptes des administrations publiques affectent les dépenses et recettes publiques alors que ceux enregistrés en D73 n’ont aucun impact sur les dépenses et recettes publiques au sens de la comptabilité nationale. Par conséquent, si les cotisations employeurs que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires en France incluent non seulement des cotisations au sens économique du terme mais aussi une subvention implicite au système de retraite et le financement de dispositifs relevant de la solidarité nationale, mais que ce n’est pas le cas dans les autres pays, cela fera apparaître les dépenses publiques comme plus élevées en France par rapport aux autres pays qu’elles ne le sont en réalité. De la même façon, dès lors que les cotisations employeurs que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires sont de plus en plus gonflées artificiellement parce qu’elles incluent davantage que des cotisations au sens économique du terme (ce qui est le cas puisque le déséquilibre démographique que la subvention implicite de l’État doit compenser n’a eu de cesse de s’aggraver), les comparaisons du niveau de dépenses publiques en France à travers le temps sont aussi faussées en l’absence d’une révision des normes comptables.11

D’autre part, dans la mesure où la part des sommes versées au “compte d’affectation spéciale” pour les pensions dans le budget des différents ministères n’est pas la même (notamment parce que la part des salaires dans le budget varie d’un ministère à l’autre), cette révision des normes comptables change la répartition des dépenses publiques entre les différents ministères. Cela signifie en effet que la somme qui est “sortie” des cotisations employeurs représentera une part différente des dépenses dans les différents ministères. Au-delà de la répartition, dans la mesure où actuellement les cotisations employeurs ne reflètent pas seulement le coût réel du travail dans la fonction publique mais une subvention aux autres régimes de retraite et un financement de dispositifs relevant de la solidarité nationale qui devraient être financés par l’impôt, cette révision des normes comptables permettrait aux dépenses par ministère de mieux refléter la quantité de ressources que l’État alloue vraiment à ses différentes fonctions. À l’heure actuelle, en l’absence d’une révision des normes comptables pour requalifier une partie des cotisations employeurs que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires en transferts, une partie des ressources qui sont censées être allouées aux différentes fonctions de l’État comme la sécurité ou l’éducation sont en réalité une subvention aux autres régimes de retraite et un financement de dispositifs relevant de la solidarité nationale et n’ayant pas forcément vocation à être comptabilisé dans les dépenses des ministères en charge de ces fonctions.12

Cette révision des normes comptables permettrait aussi de mieux apprécier comment les ressources allouées à chaque fonction ont véritablement évolué dans le temps. En effet, si on veut apprécier les ressources que l’État affecte à ses différentes missions, c’est la véritable rémunération du travail des fonctionnaires qui nous intéresse et à l’heure actuelle une partie des sommes censées constituer la rémunération du travail des fonctionnaires d’État sont en réalité une subvention implicite au système de retraite. Si cette subvention augmente parce que la démographie du régime de la fonction publique devient plus défavorable, mais que rien d’autre ne change, il semble trompeur de considérer que l’État consacre davantage de ressources à ses missions de service public que par le passé. Par exemple, si le Ministère de l’Éducation nationale emploie le même nombre d’enseignants par élève que par le passé mais que ça lui coûte plus cher parce qu’entretemps le nombre d’actifs par retraité dans la fonction publique a diminué et que les cotisations à la charge de l’État pour les pensions des enseignants à la retraite ont augmenté en conséquence, il semble étrange de considérer que l’État consacre davantage de ressources à l’instruction des enfants que par le passé.13 Dans le cadre normatif actuel, c’est vrai sur le plan comptable, mais dans la mesure où les normes comptables devraient être révisées pour requalifier une partie des cotisations à la charge de l’État en transfert (parce que sur le plan économique une partie des cotisations de retraite versées par l’État ne relèvent pas vraiment de la rémunération du travail), il semble plus juste de dire que la comptabilité nationale sous-estimait les ressources affectées à l’éducation par le passé et qu’elle les surestime aujourd’hui mais qu’en réalité elles sont restées inchangées.14

Mais peut-être que l’impact le plus significatif, qui étrangement n’a pourtant été noté ni par les auteurs de l’étude de l’IPP ni par l’auteur de la note du CAE, c’est que le PIB est actuellement surestimé. Pour comprendre pourquoi, il faut à nouveau se pencher sur les principes de la comptabilité nationale. Le PIB est la somme de la valeur ajoutée produite au cours d’une unité de temps, typiquement une année ou un trimestre. La valeur ajoutée est la valeur de la production finale moins celle de la consommation intermédiaire, c’est-à-dire des biens et services consommés au cours du processus de production. La valeur des biens et services, que ce soit pour la production finale ou la consommation intermédiaire, est calculée en multipliant la quantité de chaque produit par son prix de marché.15 Le problème c’est que, dans le cas de la production non-marchande (qui constitute l’essentiel des services produits par l’État), il n’y a pas de prix de marché. La comptabilité nationale a donc adopté la convention de mesurer la valeur de la production du secteur public par la somme des coûts de production, c’est-à-dire les salaires versés aux fonctionnaires ainsi que les coûts des autres entrants et la consommation de capital public au cours du processus de production. La rémunération des fonctionnaires constitue par conséquent l’essentiel de la valeur ajoutée produite par le secteur public. Or, comme nous l’avons vu, la rémunération des fonctionnaires inclut l’ensemble des cotisations employeurs que verse l’État, y compris celles qu’il verse pour les retraites des fonctionnaires. Si on révise les normes comptables de manière à requalifier une partie de ces cotisations en transferts, la valeur ajoutée produite par l’État et donc le PIB en sont réduits d’autant.

L’impact de cette révision n’est pas négligeable puisque, comme nous l’avons vu, on peut estimer à 28,9 milliards d’euros la part des cotisations employeurs que l’État verse pour les retraites des fonctionnaires qui devrait être requalifiée en transfert.16 Cela veut dire qu’en 2023, le PIB était de 2 793,6 milliards d’euros et non pas de 2 822,5 milliards d’euros, chiffre donné par l’INSEE qui serait donc surestimé de plus de 1% par rapport au véritable PIB. Comme nous l’avons vu, les auteurs de l’étude de l’IPP et l’auteur de la note du CAE note à juste titre que les dépenses comme les recettes publiques sont moins importantes que ce que disent les chiffres officiels quand on mesure correctement les cotisations employeurs que verse l’État pour les retraites des fonctionnaires, mais il surestiment l’impact en proportion du PIB car ils ne se sont apparemment pas rendu compte que cette révision des normes comptables entraînait aussi une baisse du PIB et donc du dénominateur quand on calcule les dépenses et les recettes publiques en pourcentage du PIB. L’auteur de la note du CAE explique ainsi que, quand on corrige les comptes de la sorte, le poids des dépenses publiques baisse de 57% du PIB à 56%, ce qui met la France au même niveau que la Finlande. Mais en réalité il passe de 57% à 56,5%, ce qui est toujours un demi-point de PIB au dessus de la Finlande, donc la France reste le champion indétrôné de la dépense publique en Europe même quand on effectue cette correction.

Le débat sur cette question obscurcit le fait que, le système de retraite français étant un régime par répartition, les pensions versées aux retraités sont principalement financées par les actifs dont une part des revenus sert à alimenter le système de retraite. Si on s’intéresse à l’impact du vieillissement, ce qui est mon cas dans cet article, la question de savoir si les actifs financent le système de retraite directement à travers les cotisations proprement dites ou indirectement à travers d’autres impôts et taxes n’a pas vraiment d’importance. Le système de retraite peut donc être caractérisé par l’identité comptable suivante :

où P est la valeur totale des pensions de retraite, τ est le taux de cotisation moyen et S est le revenu total des cotisants sur lequel sont assises les cotisations. Comme il s’agit d’une identité comptable, les “cotisations” au sens de cette identité comprennent non seulement les cotisations de retraite proprement dites (celles qui apparaissent comme telles sur votre bulletin de salaire), mais aussi une partie du produit de tous les autres impôts et taxes qui, bien que n’ayant souvent pas d’affectation particulière, en pratique servent aussi à financer le système de retraite.2

Dans ce qui suit, je supposerai que les cotisations en ce sens élargi reposent uniquement sur les revenus du travail, c’est-à-dire non seulement les salaires et traitements bruts mais aussi les cotisations à la charge des employeurs et les impôts sur les salaires et la main-d’oeuvre (dont l’incidence porte en réalité sur les salariés), ainsi que le revenu mixte net des entrepreneurs individuels.3 Ce n’est pas vraiment le cas dans la mesure où le système de retraite est aussi alimenté par des transferts de l’État qui proviennent d’autres sources, impôts et taxes qui ne sont pas assis sur des revenus du travail ou pas uniquement, mais l’écrasante majorité du financement du système de retraite repose malgré tout directement ou indirectement sur les revenus du travail et le fait que ce n’est pas entièrement le cas n’a pas d’importance pour comprendre l’impact du vieillissement.4

L’effort de financement qui pèse sur les actifs est exprimé par le taux de cotisation moyen, qui s’obtient directement en réarrangeant l’équation précédente :

où P et S sont encore une fois respectivement la valeur totale des pensions et la valeur totale des revenus sur lesquels sont assises les cotisations. Une autre quantité présentant un intérêt particulier est ρ, le niveau moyen des pensions de retraite par rapport à la rémunération moyenne du travail des actifs nette de cotisations de retraite :

où R est le nombre de retraités et A est le nombre d’actifs. Dans ce qui suit j’appellerai ρ le taux de remplacement net.5

Intuitivement, il existe une relation entre τ et ρ, mais aussi entre ces quantités et le nombre d’actifs par retraité. Si on prend les équations précédentes, il suffit de quelques manipulations algébriques pour obtenir les équations suivantes, qui expriment la relation entre ces différentes quantités :

et

On voit que le taux de cotisation est une fonction décroissante du nombre d’actifs par retraité et une fonction croissante du taux de remplacement net. De la même façon, le taux de remplacement net est une fonction croissante du nombre d’actifs par retraité, ainsi que du taux de cotisation.

En 2021, d’après les chiffres de l’INSEE et de la DREES, il y avait environ 1,69 actifs par retraité.6 Le total des pensions de retraite versées en France s’élevait à environ 338 milliards d’euros, alors que la rémunération du travail s’élevait 1 451 milliards d’euros, donc le taux de cotisation était d’environ 23,3%.7 Le taux de remplacement net était donc environ égal à 51,3%.8 D’après la dernière projection de l’évolution de la population active de l’INSEE, le nombre d’actifs par retraité va passer de 1,69 en 2021 à 1,36 en 2050.9 Il convient de noter que ce chiffre prend en compte l’impact de la réforme du système de retraite de 2023, qui va augmenter le taux d’activité des personnes âgées (à supposer qu’elle ne soit pas suspendue voire abolie), mais qu’il repose sur l’hypothèse d’une fécondité stable à 1,8 enfants par femme. Or l’indice conjoncturel de fécondité a baissé rapidement depuis que l’INSEE a réalisé cette projection, de sorte qu’il est désormais à moins de 1,6 enfants par femme et qu’il va probablement encore baisser, donc le ratio projeté de 1,36 actifs par retraité en 2050 est sans doute optimiste en l’absence de changement dans les règles du système de retraite.10

Comme nous l’avons vu, cf. les équations ci-dessus exprimant τ en fonction de ρ et A/R d’une part et ρ en fonction de A/R et τ d’autre part, si le nombre d’actifs par retraité baisse, il faut soit que le taux de cotisation augmente soit que le taux de remplacement net diminue. En d’autres termes, il faut soit que les actifs paient davantage pour maintenir le niveau de vie relatif des retraités, soit que le niveau de vie relatif des retraités baisse. Pour se faire une idée de l’impact du vieillissement, à l’aide de l’équation qui donne ρ en fonction de A/R et τ, on peut calculer jusqu’à quel niveau le taux de remplacement net devrait baisser pour maintenir constant le taux de cotisation. Cela reviendrait à faire peser l’effort supplémentaire dû au vieillissement entièrement sur les retraités. On trouve qu’il faudrait que le taux de remplacement net devrait passer de 51,3% à 41,9%. Si à l’inverse on calcule jusqu’où le taux de cotisation devrait augmenter si on voulait garder le taux de remplacement net au niveau actuel, ce qui reviendrait à faire peser l’effort entièrement sur les actifs, on trouve qu’il faudrait qu’il passe de 23,3% à 27,1%.

Pour se faire une idée ce que chaque scénario impliquerait pour le niveau de vie absolu des actifs et des retraités, on doit faire une hypothèse sur la croissance des revenus du travail (sur lesquels sont pour l’essentiel assises les cotisations de retraite au sens large du terme), donc sur la croissance de la productivité du travail. D’après les données de l’OCDE, entre 1995 et 2024, le PIB par heure travaillée a crû en moyenne au taux de 0,85% par an. Si on suppose qu’il va continuer à croître au même rythme d’ici à 2050, il est utile de distinguer deux scénarios extrêmes. Dans le scénario où le taux de remplacement net baisserait pour maintenir le taux de cotisation au niveau de 2021, la pension de retraite moyenne serait 4,4% plus élevé (soit un taux de croissance annuel moyen de 0,14%), tandis que le revenu du travail moyen des actifs net de cotisations de retraite serait 27,8% plus élevé en 2050 (soit un taux de croissance annuel moyen de 0,85%). Dans le scénario où le taux de cotisation augmenterait de façon à maintenir le taux de remplacement net au niveau de 2021, c’est la pension de retraite moyenne qui croîtrait au même rythme que la productivité du travail et serait donc 27,8% plus élevée en 2050, alors que le revenu du travail moyen des actifs net de cotisations serait 21,5% plus élevé en 2050 (soit un taux de croissance annuel moyen de 0,67%).11

En principe, on pourrait estimer qu’il serait justifié de laisser le taux de remplacement net baisser pour éviter d’augmenter le taux de cotisation qui pèse sur les actifs voire même de réduire celui-ci, car le niveau de vie des retraités en France est anormalement élevé que ce soit en comparaison internationale ou par rapport à son niveau en France il y a quelques décennies et il est plausible que l’effet sur le revenu des actifs contribue à réduire la natalité. Comme l’explique le COR, c’est d’ailleurs ce qui va se passer si on ne change rien aux règles de calcul et de revalorisation des pensions, car depuis 1993 pour le secteur privé et 2003 pour le secteur public la loi prévoit que leur revalorisation annuelle est indexée sur l’indice des prix et non plus sur l’évolution générale des salaires.12 La croissance de la productivité du travail a donc pour effet de faire baisser le taux de remplacement net car, même si elle fait augmenter le niveau des pensions au moment du départ à la retraite (du fait qu’elle entraîne une augmentation des salaires sur lesquels le calcul des pensions est basé), ensuite celui-ci reste plus ou moins gelé en termes réels alors que le niveau des salaires continue d’augmenter.

Mais si rien ne change, il faudra quand même que le taux de cotisation augmente en raison de la baisse du nombre d’actifs par retraité, car avec les règles actuelles on n’est ni dans le scénario où on laisse le taux de remplacement net baisser de manière à garder constant le taux de cotisation ni dans celui où on laisse le taux de cotisation augmenter pour maintenir constant le taux de remplacement net, mais dans un scénario intermédiaire. Si on voulait laisser le taux de remplacement net baisser de façon à éviter une augmentation du taux de cotisation, il faudrait changer les règles de calcul des pensions de façon à les rendre moins généreuses ou à les revaloriser moins vite que l’inflation, mais comme nous l’avons vu ça voudrait dire que le niveau des pensions en termes réels n’augmenterait quasiment pas au cours des trente prochaines années. Or, compte tenu du poids électoral des retraités, un tel scénario paraît hautement improbable. L’effort demandé aux actifs pour financer le train de vie des retraités va donc augmenter pour compenser l’impact du vieillissement démographique. Si ça ne prend pas la forme d’une augmentation du taux de cotisation, ça prendra la forme d’un allongement de la durée de cotisation, qui permettrait d’augmenter le nombre d’actifs par retraité. En pratique ça se traduira probablement par un mélange des deux.