Phase II Régime de pensions du Canada Prestations d'assurance-invalidité, offre de travail et mieux-être des travailleurs âgés - Août 1997

6. Conséquences sur le plan du bien-être

L'estimation de la réaction d'offre de travail à laquelle nous nous sommes attachés jusqu'ici ne livre que partiellement l'information nécessaire à une «analyse de bien-être» de la majoration des indemnités d'assurance invalidité en 1987 dans le cadre du RPC. L'invalidité est le genre de grand accident contre lequel les gens cherchent idéalement à se prémunir en prenant des assurances, mais le marché privé de l'assurance invalidité est incomplet. C'est pourquoi les gens peuvent voir leur niveau de vie diminuer notablement s'ils deviennent invalides. Cette constatation vaut particulièrement pour le RPC avant la majoration des indemnités, période où les taux de remplacement ne représentaient en moyenne que le quart du revenu antérieur. Aux yeux d'un planificateur social, on peut donc faire des gains de bien-être en alourdissant un peu les charges sociales des travailleurs pour assurer un revenu plus égal de consommation à ceux qui deviennent invalides. Ainsi, si les effets sur l'offre de main-d'oeuvre sont importants, il est difficile de jauger cette importance sans tenir compte des gains que font les gens qui reçoivent les indemnités plus généreuses de l'assurance invalidité du RPC.

Dans cette section, nous décrirons un mode rudimentaire de calcul des coûts et des avantages sociaux du changement de politique. Nous faisons ce calcul en trois étapes. D'abord, nous présentons une fonction de bien-être social permettant d'évaluer les transferts des travailleurs aux bénéficiaires invalides de ce régime. Ensuite, nous nous reportons au degré estimé d'élasticité de la réaction d'offre de travail pour mesurer le coût net d'un tel transfert pour le contribuable qui travaille. Enfin, nous comparons ces ordres de grandeur pour différentes valeurs des paramètres clés de préférences afin de pouvoir juger si la réaction estimée d'offre de travail est assez importante pour effacer les retombées bienfaisantes du changement de politique.²⁴

Théorie
Le principal avantage du changement de politique a été un transfert des travailleurs relativement aisés à la population relativement pauvre des invalides, ce qui accroît le bien-être social pour une fonction concave de ce bien-être. Pour évaluer l'avantage obtenu, on suppose que le bien-être social est utilitaire et que l'utilité individuelle est de la forme ECS (élasticité constante de substitution) :

La société est formée de deux groupes, à savoir les travailleurs (dont la population est normalisée à 1) et les invalides (n_d). On normalise également à 1 le revenu de tous les travailleurs, et le revenu antérieur des invalides est r. On notera que r comprend aussi bien les indemnités AI que d'autres sources de revenu où puisent les gens incapables de travailler (qu'il s'agisse du revenu du conjoint ou d'autres transferts). Voici l'état de bien-être social avant le changement de politique :

Le changement de politique augmente les indemnités d'une valeur k, mais comme les invalides ont quelques autres sources de revenu sur lesquelles compter pour financer leur consommation, seule une partie de la majoration des prestations (Bk) peut se traduire par un surcroît de consommation. En d'autres termes, les prestations majorées peuvent «évincer» d'autres sources de revenu dans une certaine mesure. Ainsi, si d'autres transferts disparaissent lorsque s'élèvent les indemnités, l'accroissement des ressources nettes de la famille sera nul (tout comme la consommation résultante). Si B = 1, il n'y a pas d'éviction et chaque dollar de majoration des indemnités est directement répercuté sur la consommation. Si B = 0, l'éviction est complète et le revenu net n'est pas changé par la hausse des indemnités. Certaines des ressources «évincées» peuvent revenir aux travailleurs si d'autres transferts sont réduits par suite de la majoration des indemnités AI. a désigne la proportion des ressources évincées qui retourne aux travailleurs.

Le changement de politique est financé par une charge sociale sur les travailleurs. Après le changement, l'état de bien-être social devient :

Les avantages du changement de politique sont mesurés par la quantité t* qui garde constant l'état de bien-être social avant et après ce changement. En d'autres termes, t* est l'équivalent de revenu pour les travailleurs par l'institution d'indemnités AI plus généreuses.

Pour évaluer les conséquences nettes du changement de politique sur le bien-être, on peut alors directement comparer la valeur t* à la valeur t**, qui représente la charge sociale à imposer aux travailleurs pour le financement de la majoration des indemnités. Ce t** comprend trois éléments. Le premier est le coût direct de la majoration des indemnités pour les participants actuels du RPC, soit simplement une charge d'une valeur n_d*k sur les travailleurs. Le deuxième est le coût net pour la société des gens qui quittent la population active. Pour ce groupe, si on pose l'hypothèse d'une économie de plein emploi, le coût brut est la valeur de la production de ses membres, plus les indemnités qui doivent leur être versées. L'avantage brut pour ce même groupe est la valeur du surcroît de loisirs (c'est-à-dire la diminution de la désutilité du travail). Ce dernier élément peut être plutôt important si ces travailleurs étaient sur le point de quitter le marché du travail en raison d'ennuis de santé.

La clé de la mesure de ces facteurs est l'examen de l'effet d'une variation marginale des indemnités AI. Si la réception d'indemnités AI est certaine et que le salaire brut de chaque travailleur correspond à son produit marginal, la valeur du gain de loisirs pour ceux qui quittent la population active est parfaitement égale à la valeur (après impôt) de la production perdue pour la société, et ce, parce que le travailleur qui passe à l'inactivité à cause d'un accroissement marginal des avantages est au point d'indifférence à l'égard du travail et des loisirs. Ainsi, le coût net d'une variation marginale des avantages est simplement la perte de recettes fiscales par la diminution correspondante de l'offre de main-d'oeuvre, plus le coût des indemnités versées aux travailleurs nouvellement devenus invalides.²⁵

Deux facteurs peuvent cependant venir compliquer ce calcul simple. D'abord, il ne s'est pas agi d'une hausse marginale des indemnités, mais plutôt d'une augmentation «relative» de 1 668 $, d'où une limite assez ample pour la valeur des loisirs. On a supposé que la distribution des valeurs de loisirs est uniforme et on a pris la moyenne de la fourchette.²⁶ Ensuite, si l'utilité est non linéaire et que la réception des indemnités est incertaine, la valeur de loisirs pourrait en réalité être supérieure à ce qu'implique ce calcul fondé sur une certitude de réception. Demander des indemnités AI reste hasardeux et, si des gens essuient un refus, ils pourraient être incapables de revenir à leur travail antérieur. Ils pourraient plutôt se voir contraints de vivre d'un revenu réduit, qu'il s'agisse du revenu de leur conjoint ou d'autres transferts s'ils restent sans travailler, ou encore de toucher un revenu de travail moindre s'ils décrochent un nouvel emploi.²⁷ Même si les indemnités prévues et la valeur des loisirs sont supérieures au revenu du travail après impôt, les gens pourraient hésiter à s'engager dans cette voie s'ils répugnent à prendre

des risques. Pour reprendre une analogie avec le marché de l'assurance-maladie, cette incertitude retient au travail des gens qui seraient autrement bénéficiaires de l'assurance invalidité.

On modélise le phénomène en supposant que la valeur des loisirs (ou la désutilité du travail) s'ajoute à la consommation et en calculant ensuite les limites impliquées de la valeur des loisirs x par l'équation suivante :

6) 0,68*(r) ^1-y /1-y + 0,32*(q) ^1-y / 1-y < (1 - x) ^1-y / 1-y < 0,68*(r + Bk) ^1-y / 1-y + 0,32*(q) ^1-y / 1-y

tout en se rappelant que les probabilités d'admission au régime sont de 0,68 et que le revenu extérieur est q en cas de refus.²⁸

Le coût final est l'éventuelle «perte de capacité» par la mobilisation des recettes de l'État nécessaires au financement de ce transfert. Si ce surcroît de frais allait au financement d'un bien public général, il serait peut-être bon de recourir à des estimations classiques du coût marginal des deniers publics, qui oscille entre 7 et 21 cents par dollar mobilisé (Fullerton, 1989).²⁹ Toutefois, comme Summers (1989) le souligne, l'analyse classique d'incidence fiscale est contre-indiqué dans le cas des changements de financement des régimes d'assurance sociale, car de ces changements découlent des combinaisons de charges et d'avantages. En d'autres termes, par-delà le transfert statique aux gens invalides, il y a un avantage à ce changement de politique, soit la valeur accrue d'assurance pour ceux qui pourraient devenir invalides dans la mesure où ils ne pourraient pas compter, au point marginal, sur une assurance invalidité privée. Comme ce précieux surcroît d'assurance ne va au point marginal qu'aux gens qui travaillent, cette combinaison de charges et d'avantages est de nature à augmenter l'offre de travail, compensant ainsi toute diminution de la demande ou de l'offre de main-d'oeuvre imputable à l'alourdissement des charges fiscales et réduisant de la sorte le manque d'efficience du financement de la majoration des indemnités.

Empiriquement, plusieurs études récentes ont considéré les conséquences du financement des assurances sociales sur l'efficience du marché du travail. Gruber et Krueger (1991), Gruber (1994, à paraître) et Anderson et Meyer (1995) sont tous parvenus à la conclusion que le fardeau de l'augmentation des coûts des assurances sociales est intégralement répercuté sur les travailleurs sous forme de baisses salariales avec peu d'effet sur l'emploi. Cela concorde avec l'idée d'une franche combinaison de charges et d'avantages sans grande perte de capacité. Ainsi, pour les éléments de simulation présentés plus loin, je supposerai que la mobilisation des recettes t** cause une perte nulle de capacité.

Conséquences sur le plan du bien-être - exécution de calcul
Pour calculer t* et t**, il faut d'abord reconnaître que la population masculine de 45 à 59 ans étudiée dans ce rapport ne représente en gros que 30 % de toute la population invalide. Les hommes de 60 à 64 ans y figurent pour 24 %, les femmes de 45 à 64 ans, pour 32 %, le reste étant des hommes et des femmes plus jeunes. Tous ces groupes bénéficieront d'une hausse des indemnités servies aux invalides, mais mes estimations de réaction d'offre de travail valent seulement pour le premier de ces groupes. Aux fins de ce calcul, je pose l'hypothèse que l'élasticité de l'activité par rapport aux changements d'avantages est la même pour tous les travailleurs (des deux sexes) âgés de 45 à 64 ans et que le degré d'élasticité est nul pour les moins de 45 ans.³⁰ Un paramètre clé de l'évaluation de t est le revenu antérieur touché par les travailleurs devenus invalides (ce qui est désigné par r dans le modèle). Malheureusement, les données sur l'invalidité et l'indemnisation dans le cadre du RPC sont entachées de beaucoup de bruit dans l'EFC. J'ai employé une valeur «prudente» de population cible formée des gens qui déclarent à la fois être incapables de travailler et recevoir des prestations du RPC.³¹ À l'aide des données de l'EFC d'avril 1987, où des questions sont posées sur les sources de revenu en 1986, on mesure le revenu antérieur après impôt de ce groupe de travailleurs devenus invalides en calculant le revenu total après impôt des enquêtés et de leur conjoint.³² Le revenu médian de cette population s'établissait à 14 014 $ en 1986; 38 % (seulement) de ce revenu consistait en prestations du RPC, 22 % en revenus du conjoint, 13 % en revenus puisés à d'autres sources gouvernementales, 13 % en prestations de régimes privés de retraite et le reste en revenus d'autres sources. Un paramètre B<1 paraît possible, car d'autres sources de revenu peuvent être «évincées» par une majoration des indemnités AI. Ce chiffre se compare à un revenu familial moyen de 31 164 $ pour les travailleurs, le rapport R étant de 0,450. En fonction de ce dénominateur, l'augmentation des indemnités dans le RPC (1 668 $) donne un k de 0,054.

Malheureusement, on n'a pas de données directes permettant de juger du paramètre d'éviction b ni de la mesure où les ressources évincées reviennent aux travailleurs (a ). En principe, il est possible d'estimer l'éviction en examinant la réaction des autres sources de revenu ou la consommation des travailleurs devenus invalides lorsque les indemnités changent. Dans la pratique, cet exercice est impossible, car la population d'invalides évolue (à cause de la réaction d'offre de travail mesurée dans cet exposé) de sorte que toute modification des autres revenus pourrait ne pas s'expliquer par le phénomène de l'éviction, mais plutôt par des différences de composition de la population d'invalides. Nous avons donc pris deux scénarios polarisés pour B . Dans le premier cas, B =1, et il n'y a pas d'éviction (et donc a =0). Dans le second, le dollar marginal versé en indemnisation est considéré comme le dollar moyen, 38 cents allant à la consommation et le reste étant évincé. On suppose en outre qu'un dollar d'offre de travail évincé du conjoint vaut 50 cents pour la famille en surcroît de loisirs du conjoint, si bien que le total de B = 0,38 + 0,5*0,22 = 0,49. Dans ce cas, la consommation des travailleurs augmente de 40 cents hors indemnisation AI et hors revenu familial d'offre de travail du conjoint (car des transferts entrent en jeu), d'où a =0,4.

Comme nous l'avons dit, ce changement de politique a un double coût. D'abord, il y a le coût du transfert à la personne devenue invalide, soit 0,054 par travailleur invalide, charge étalée sur tous les travailleurs. Ensuite, il y a le coût du passage accru à l'inactivité, soit la somme des recettes fiscales perdues et des indemnités versées aux gens qui quittent le marché du travail, moins la valeur accrue de leurs loisirs en équivalence «consommation». Ainsi que nous l'avons signalé, nous supposons que 2,56 % de tous les travailleurs âgés quittent la population active en réaction au changement de politique, et aussi que 68 % de ces nouveaux inactifs demandent et reçoivent des indemnités. Ce taux d'acceptation moyen pourrait quelque peu surévaluer les probabilités d'acceptation dans ce groupe (qui est sans doute moins malade au point marginal que les demandeurs antérieurs).

Pour calculer la perte en recettes fiscales, on a pris le taux moyen d'imposition des divers travailleurs qui, multiplié par le revenu, donne la perte fiscale si le travailleur quitte le marché du travail. On a supposé que les travailleurs

refusés ne reviennent pas au travail et que ces recettes fiscales sont donc perdues pour tous les gens qui quittent. On a ensuite reconnu que l'augmentation des avantages était la plus grande, tout comme donc l'effet de passage à l'inactivité, pour les travailleurs à faible revenu, de sorte que le taux d'imposition moyen de tous les travailleurs plus âgés se trouverait à surestimer la perte fiscale. Nous avons donc pris une moyenne pondérée de cette perte où les poids représentent le taux de remplacement pour chaque cellule instruction-région de ces mêmes travailleurs en 1986.³³ Nous avons ainsi dégagé la perte de recettes fiscales par travailleur âgé devenu inactif, soit 6 102 $ (valeur appréciable si on la compare aux 7 776 $ des indemnités AI reçues par les intéressés). Enfin, nous avons posé l'hypothèse que, en cas de refus d'indemnités AI (q), le revenu des travailleurs correspond à la moyenne du revenu des invalides hors indemnisation AI.

Dans l'ensemble, ce calcul donne un coût fiscal par travailleur de 0,65 % du salaire. La perte n'est que de 0,19 % du salaire pour le transfert aux gens actuellement invalides et le reste intéresse le changement d'offre de travail chez les travailleurs âgés. En d'autres termes, la perte «statique» n'est que de 30 % du coût total en recettes du changement de politique.

Enfin, pour comparer ce coût aux avantages du changement, il nous faut des hypothèses au sujet du coefficient de répugnance relative à prendre des risques, soit y . On prend des valeurs de 1 (utilité en formule logistique) à 4, ce dernier chiffre correspondant à l'extrémité supérieure de la fourchette estimée dans les études macroéconomiques antérieures. La plupart des estimations antérieures placent ce paramètre dans l'intervalle 2-3 (Zeldes, 1989; Engen, 1993).

La comparaison est présentée à la figure 2. L'axe des x indique différentes valeurs pour le paramètre de la répugnance à prendre des risques et l'axe des y mesure le gain net de bien-être par dollar de revenu pour les travailleurs. Deux lignes correspondent aux deux valeurs de B. Les courbes sont toutes ascendantes, car le transfert et le surcroît d'assurance sont d'autant plus prisés que les gens (et donc la société) répugnent davantage à prendre des risques.

Pour le cas d'éviction nulle (B =1), le changement de politique permet des gains de bien-être pour les valeurs de g de 1,5 et plus. Même en cas d'éviction importante, on voit des gains de bien-être pour les valeurs de y de 2,1 et plus. Ainsi, malgré la réaction marquée d'offre de travail qui a triplé le coût «statique» du financement de la majoration des indemnités, il existe des gains de bien-être pour la fourchette type de coefficients estimés de répugnance relative à prendre des risques. Il est donc fort important de s'attacher aux avantages du transfert dans l'évaluation des conséquences de la réaction de l'offre de travail au changement de politique.

Le calcul n'a bien sûr qu'une valeur indicative et appelle un certain nombre d'hypothèses. Le plus important, c'est qu'on doit poser l'hypothèse d'un marché du travail de plein emploi et parfaitement concurrentiel. Si ce marché accuse des imperfections, l'hypothèse se trouvera à surévaluer les coûts du changement de politique pour deux raisons. D'abord, certains des emplois que quittent les travailleurs âgés seront repris par des travailleurs plus jeunes en chômage, d'où une perte moindre de production pour la société. En second lieu, le salaire gagné par les travailleurs âgés devenus invalides pourrait avoir dépassé leur produit marginal, mais les employeurs pourraient avoir été incapables de payer moins ces gens ou de les renvoyer à cause de la réglementation du marché du travail ou des normes professionnelles. Cela implique que la perte de production imputable aux travailleurs qui quittent volontairement leur emploi est inférieure au revenu perdu. Nous avons pris un travailleur et un invalide représentatifs en nous reportant aux revenus médians dans ces deux populations plutôt qu'à une répartition des revenus dans chaque groupe. Cela élèvera les avantages nets du changement de politique dans une fonction concave d'utilité, car certains travailleurs invalides auront un revenu très bas. Nous avons en outre supposé que les demandeurs refusés ne reviennent pas au travail. S'ils y retournent, le coût social du changement de politique est moindre. Par ailleurs, les coûts de la majoration des indemnités sont peut-être doublement sous-évalués en ce sens que, d'abord, nous avons supposé qu'il n'y a pas de réaction d'offre de travail chez les travailleurs plus jeunes et que, ensuite, nous avons posé que le financement de la hausse des indemnités n'entraînait pas de perte de capacité d'après les données relatives à d'autres régimes d'assurance sociale aux États-Unis.

²⁴Pour une analyse plus riche d'optimalité des indemnités Al, voir Diamond et Sheshinski (1995). Retour
²⁵Un exemple illustrera notre propos. Prenons le cas d'un travailleur dont le produit marginal (et donc le revenu brut) est de 30 000 $ par an et le revenu après impôt, de 20 000 $ par an. S'il se déclare invalide avant que les indemnités ne soient modifiées, il recevra 8 000 $ en indemnisation Al. Ainsi, s'il continue à travailler, la désutilité de son travail (c'est-à-dire la valeur des loisirs) doit être inférieure ou égale à 12 000 $. Or, les indemnités montent à 8 001 $ et il quitte le marché de travail pour toucher des prestations d'invalidité. Cela veut dire que la valeur des ses loisirs est supérieure ou égale à 11 999 $. Pour plus de simplicité, supposons que cette valeur est justement de 11 999 $, auquel cas le coût brut pour la société s'il quitte son travail est de 30 000 $ en production perdue et de 8 001 $ en indemnités Al, alors que l'avantage brut pour le travailleur s'établit à 8 001 $ en indemnités, plus 11 999 $ en valeur de loisirs. Ainsi, le coût net est de 18 001 $, soit la somme des recettes fiscales perdues et des indemnités Al versées. Retour
²⁶Une solution de rechange naturelle consisterait à supposer que les travailleurs les plus invalides (ceux qui ont la plus grand valeur de loisirs) sont ceux qui quittent au point marginal, ainsi qu'à se reporter à cette même valeur des loisirs comme limite supérieure dans ce calcul. Dans la pratique, il y a très peu d'effet sur les résultats. Ainsi, les coefficients de «seuil» de répugnance relative à prendre des risques - que présent la figure 2 - ne changent pas de plus de 0.1. Retour
²⁷Comme nous l'avons signalé, Bound (1989) a constaté que, aux États-Unis, moins de la moitié des demandeurs refusés reviennent au travail et que ceux que reprennent le travail ne gagnent désormais que 55 % de leur revenu antérieur. Retour
²⁸Autre possibilité, on pourrait modéliser séparément les loisirs. L'avantage est que l'on peut facilement convertir la valeur des loisirs en unités d'équivalence de consommation. Comme les gens répugneront davantage à prendre des risques, x augmentera, bien que ses limites se resserrent, et ce, parce qu'il faudra que les indemnités Al prévues augmentent beaucoup plus pour que les gens soient enclins à quitter la population active pour une valeur déterminée de loisirs. Ainsi, on aura une fourchette moindre de valeurs de loisirs pour lesquelles les gens quitteront le marché de travail pour une majoration déterminée des indemnités Al. Retour
²⁹Plus récemment, Feldstein (1995) a indiqué une perte bien plus grande de capacité à cause de variations des taux marginaux d'imposition au sommet de l'échelle de répartition des revenus. Retour
³⁰Comme ma fourchette de valeurs estimatives d'élasticité va de 0.25 à 0.32, 0.285 sera mon estimation de base pour ces simulations. Cet intervalle de valeurs implique que l'augmentation des avantages a réduit l'activité de 2,56 % chez les hommes de 45 à 59 ans. J'ai appliqué ce même pourcentage aux autres groupes de travailleurs plus âgés (en fonction de leur activité moindre). Dans le cas des femmes, l'hypothèse d'une réaction équivalent repose sur le double fait que l'on juge généralement l'offre de main-d'oeuvre féminine plus élastique que l'offre de main-d'oeuvre masculine et que les femmes aient moins de chances d'être admissibles aux indemnités d'assurance invalidité du RPC. Retour
³¹Les prestations reçues de RPC peuvent comprendre des prestations de retraite ou des prestations de survivant mais en faisant aussi intervenir comme condition l'incapacité de travailler, nous avions l'intention d'appréhender la population qui reçoit des prestations d'invalidité de ce même régime. Retour
³²On calcule les charges fiscales de chaque famille dans ces données à l'aide d'un programme de calcul fiscal mis au point d'après le modèle de Perry (1984, 1990). Retour
³³Nous avons pris le taux de remplacement des hommes de 45 à 59 ans pour établir ces éléments de pondération, mais le rapport de ces taux entre les cellules sera sans soute semblable pour tous les travailleurs âgés. Retour

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