PE

des assurés était beaucoup plus élevé qu'on ne l'avait supposé. D'après Jesstatistiques fournies parle recensement du 14 juin 1895 et après multiplication par le taux d’accroissement des ouvriers dans les années 1882 à 1895, le nombre des assurés fut évalué à 12.925.400 personnes pour le 127 janv. 1900 (1).Cette augmentation était plausible, vu, d’une part, l’extension de l’assurance à de nouvelles catégories de travailleurs et, d'autre part, l'accroissement de la population assurée pendant la première période de fonctionnement de l'assurance. Pour mettre ces données à l'abri de toute critique, les statistiques nouvelles (1907) ne se basèrent plus uniquement sur le recensement professionnel, mais sur un questionnaire spécial adressé directement à la population laborieuse. Les renseignements précis, obtenus à l’aide de cette méthode nouvelle, montrèrent un rajeunissement du cadre des assurés et facilitèrent beaucoup le problème de la détermination de l'effectif des cotisants par l'indication de la proportion des assurés par rapport au nombre des travailleurs. Par application de ces données à l’ensemble de la population active, le dernier bilan allemand (1914) put tabler sur un effectif de 11.420.600 hommes et de 4.980.600 femmes, au total de 16.401.200 (2) travailleurs assurés. Depuis 1922 les bilans actuariels se basent sur les résultats d’un recensement français, elfectué dans les provinces recouvrées et qui a fixé le nombre des cotisants à 265.000 hommes et 100.000 femmes, au total 365.000 assurés obligatoires (3).

A l’heure actuelle (4) la répartition par âge des personnes afliliées à l’assurance-invalidité-vieillesse-survivants est la suivante :

1. La répartition par âge deces assurés est tirée des motifs financiers de la loi de 1899, annexes tableau 1, p. 803.

2. Le nombre et la répartition par âge de ces assurés résulte du rapport financier de 1914, tableau n°3, p. 12 et 13.— Le nombre des assurés est évalué à l’heure actuelle à 18 millions en Allemagne. Voir Amiliche Nachrichten des Reichsversicherungsamts, 1928, p. 121.

3. Voir les Assurances sociales en Alsace et en Lorraine, p. 109.

4. Bilan de 1926 Par décret du 25 nov.1995 les retraités âgés de 65 ans sont exempts de l’assurance. Par conséquent le nombre actuel des assurés est inférieur à celui indiqué par le recensement de 1922.

MD Age Hommes Femmes Age Hommes Femmes 16 L.788 3.330 42 k.732 1.297 17 8.954 5.890 43 4.641 1.230 18 9.218 6.089 &kk h.503 . 1.229 49 9.244 5.842 45 4.454 4197 20 9.193 5.472 46 L.377 1.172 21 9:097 5,118 47 4.208 1.143 22 8.681 4.670 48 4.075 1.105 23 7.158 4.158 49 3.925 1.046 24 6.760 3.764 50 3.748 017 25 6.448 3.328 51 3.581 951 26 5.889 3.036 52 3.287 2 875 27 5,554 2.747 53 3.047 834 28 5.286 2,474 54 2.919 780 29 5.110 2.250 55 2.676 737 30 5.037 2.124 56 2.506 681 31 4.839 2.022 .57 2.366 639 32 k.872 41.943 58 2.193 584 33 k.872 1.856 s 98 2.050 936 34 4.870 1.819 60 1.887 495 35 L.856 1.740 61 4.723 448 36 4.850 1.644 62 1.578 397 37 4.806 1.555 63 1.442 348 r 88 k,796 1.508 64 1.240 298 39 4.878 1.439 : 65 4.076 270 £0 4.783 1.398 66 920 220 LA k.796 1.340 . — — —

Vu l'impossibilité d'utiliser les résultats de l'expérience eu égard au travail énorme que représente le dénombrement des cartes déposées dans les caisses, l'Administration a eu recours aux recensements et à l'envoi de questionnaires àla population, tout en ayantsoin de tenir compte de l’incertitute des statistiques en majorant la marge de sécurité dans les prévisions financières.

Nous savons que l'actif de l'assurance, àun moment donné, se compose des primes versées par la promotion d’assurés actuels ainsi que des cotisations à acquitter par les assurés futurs pendant la durée de leur validité. Grâce à l'application rigoureuse de l'obligation qui garantit des entrées régulières d'assurés, l'effectif des assurés est en progression constante.

Pour déterminer le montant des ressources totales, il faut done

connaître aussi le nombre et l’âge probables des ouvriers qui entreront plus tard dans l’assurance. S'il est relativement facile de déduire d’un recensement le nombre des travailleurs qui pourront d’après le genre de leur travail être considérés comme bénéficiaires futurs de l'assurance ou bien d’additionner les réponses des ouvriers qui indiquent leur qualité d’assuré, il paraît plus compliqué de trouver l'effectif des assurés de l'avenir Une hypothèse ancienne, en honneur d’ailleurs pendant 24 ans, se basait sur le fait que les jeunes gens valides n étaient astreints à l'assurance qu'à partir de 16 ans. Sans contester qu'un certain nombre de personnes ne commencent à se livrer à un travail salarié que plus tard, les actuaires concluaient que la grande masse des assurés futurs devait entrer dansl'assuranceà l’âge de 16 ans(955sur 1.000 nouvelles entrées). Les statistiques plus récentes, établies à l’aide des renseignements publiés parles caisses d'assurance au sujet du nombre et de l’âge des assurés nouveaux titulaires d’une carte n° 1, prouvent que ceux-ci appartiennent à tous les âges. Voici le tableau publié par le bilan de 1914 (1).

. Nombre annuel et répartition par âge des assurés futurs.

Age = Hommes (2) Femmes LÉ-aANns =. 5. Dee arr tas 458.000 388.000 ALAN SES ere re ir nil eue 114.000 87.000 LOEAN SE Tr lee er ST ete 46.000 35.000 LOÉANSS Pts DRE 0 DE 25.000 19.000 20 et au-dessus de 30 ans ...... 92.000 81.000 30 et au-dessus de 40 ans ...... 46.000 43.000 ROVCUIDIDS ME ET mere Hdi 2e 34.000 35.000

Nota eee 0915 ;:000 688.000

D'après ce tableau, le législateur comptait sur un nombre annuel de 1.503.000 assurés nouveaux. Ce chiffre imposant,

1. Les statistiques des caisses d'assurance indiquaient la répartition par âge de 100 assurés futurs. Connaïssant donc le nombre des assurés âgés de 16 ans (570) par 1.000 entrées nouvelles, ayant établi d’autre part le nombre des entrées à l’âge de 16 ans en 1914 (458 mille hommes par exemple), lelégislateur pouvait construire le tableau à l’aide d’une simple règle de trois,

2. Un remarque que les assurés hommes sont plus nombreux dans les années de jeunesse, parce que la probabilité d'entrer dans l’assurance à un Âge avancé est moins grande chez les hommes que chez les femmes.

TE rs

puisqu'il représentait 9 % de l’ensemble des cotisants, devait s’accroître proportionnellement à l'accroissement annuel moyen de la population assurée (2% et 1,4 % suivant les sexes). Les statistiques concernant le nombre probable des assurés futurs ne correspondent pas toujours à la réalité, en particulier l'hypothèse de leur accroissement régulier, valable pour quelques années, conduirait à une impossibilité si on l’admettait pour toujours ; néanmoins ces données ont une valeur théorique incontestable et permettent de prévoit le degré de rajeunissement du cadre des assurés et par conséquent l’influence plus ou moins favorable exercée sur l'actif par les entrées nouvelles d’assurés.

Les cotisants sortent de l'assurance normalement pour cause d'invalidité ou de décès. Toutefois un nombre important d’assurés obligatoires désertent volontairement sans faire usage de l'assurance facultative. Par mesure de protection, tous ces défaillants sont frappés de la déchéance de leurs droits au profit des assurés obligatoires, dont la prime peut être maintenue à un niveau modeste grâce aux économies ainsi réalisés (1). L'évaluation de la valeur technique de ces économies nécessite la connaissance du nombre et de l’âge des membres défaillants. Comme il est possible d'évaluer le nombre d’assurés pour une date déterminée par exemple au début et à la fin de l’année, ainsi que le chiffre des entrées nouvelles pendant la même année, il est facile d'en déduire l'effectif total des sorties dans l’exercice en question. Si l’on retranche de ce chiffre le nombre des sorties normales établi d’après les tables de mortalité et d'invalidité, on obtient le nombre des assurés sortis volontairement et dont les droits sont éteints.

C'est ce qu'indique le tableau suivant publié par le bilan de

Ce tableau montre que l'effectif des assurés sortant volontairement est très important (866.400 départs volontaires sur un total de 1.127.800). On peut remarquer aussi que le nombre des départs volontaires dépend en grande partie de l’âge des assurés ; ce sont surtout les assurés jeunes de 16 à 20 ans, qui quittent l'assurance en grand nombre; les départs pour cause

x. Voir.supra, p. 48.

PR AR ot AT

Assurés hommès (en milliers) Assurés femmes (en milliers) ie Total |Par décès| Yojon- Total |par déces| Volondes et À des -

sorties | invalidité] tairement | sorties | invalidité |tairement

EN CS Re à 1,1 11 | — 1,0 RE 17 anse ae 92,0 1,3 | 90,0 | 92,0 0,9 | 91,0 POARSNE AU RT 32,4 1,4 30,9 41,7 1,0 40,6 19 ans .......... 20,7 ILE 19,0 1 al 30,1 20 à moins de 30 %1#163,6 ‘45,6 | 146,4 199,0 (SAN Er Rép) 30 à moins de 40 ..| 120,5 1101017 61,3 ne 58,4 £Oansetplusts:.218490,72/7129 6 155,8 80,5 | 56,8 | 18,0

d'invalidité et de décès étant insignifiants à cet âge ; ilen est de même pour les femmes, à l’âge où elles ont l'habitude de se marier. Ce. n’est qu’à partir d’un âge avancé (40 ans), que les cas d'invalidité et de décès progressent énormément et dépassent de beaucoup le nombre des défaillances volontaires. Au total ce sont les cas de départ volontaire qui sont la cause principale des sorties, de sorte que l’assurance profite d'économies sérieuses permettant de réduire le taux des primes obligatoires. Le montant de la prime est en outre diminué par l'entrée régulière d'éléments jeunes à l'avenir. En résumé l'assurance qui se base sur des statistiques sérieuses, puisqu'elles découlent des enseignements précis de l’expérience ou bien d'un recensement, indiquant exactement l'effectif probable des bénéficiaires et qui est sûre de réaliser cet effectif par l'application rigoureuse du principe de l'obligation, possède toutes les garanties d’exactitude pour l'évaluation de ses ressources.

Le nombre des invalides.

L'importance des engagements de l'assurance dépend du nombre des cas d'invalidité et de la valeur technique des pensions. Pour l'évaluer il faut donc se baser essentiellement sur la probabilité d'invalidité; c'est le nombre qui exprime dans quelle mesure se réalise la possibilité pour une personne active de tomber invalide, On l'obtient en divisant le nombre des personnes invalides (1) par celui des personnes

La PC

actives (A) d'un âge donné et pour un temps déterminé (T) Par conséquent la probabilité pour chaque personne de devenir invalide dans une période (T) peut être exprimée par la for-

mule —.

La difficulté consistait à trouver au début de l'assurance des statistiques utilisables ; on ne pouvait se servir des iravaux théoriques publiés jusqu'alors par certains auteurs, qui ne portaient que sur un personnel déterminé par exemple pour les chemins de fer, les mines ou la métallurgie (1) ; mais il fallait au contraire des statistiques portant sur toutes les professions réunies et surtout donnant des taux de probabilité d'invalidité suffisamment élevés par rapport à la moyenne des personnes assurées. Le choix du législateur s'arrêta sur une table d'invalidité dressée en 1887 par le conseiller Behm pour lesouvriers de toutes professions (2) d'où il retranche les chiffres correspondant au nombre des accidents établi d’après les statistiques de l’assurance accident (année 1881) et les travaux de l’Office central des assurances (année 1886). Cette table paraissait utilisable d’abord parce qu’elle donnait des taux d'invalidité pour des ouvriers exerçant des professions diverses et surtout parce que ceux-ci étaient sensiblement. plus élevés que ceux d’autres tables (6 % de plus que celle de Zimmermann) et que ceux obtenus à l’aide du recensement professionnel de 188» (3). La table de Behm paraissait donc remplir toutes les conditions requises pour garantir une évaluation du nombre des invalides.

L'expérience des premières années d'application montra la. nécessité d’une révision de ces bases. Les probabilités furent reconnues trop basses pour les assurés jeunes et trop élevées pour les adultes, de sorte que l'on dut établir une nouvelle table en 1896 (4). Cette table fut encore reconnue insuffisante,

* OR les travaux statistiques cités par le mémoire financier de la oi de 1889.

2, Behm : Statistik der Mortalitäts — Invaliditâts — und Morbiditätsverhältnisse bei dem Beamtenpersonal der deutschen Eisenbahn-Ver- Waltungen. Voir supra, p. 95. Il faut rappeler que l’assurance invalidité n’assure pas l’invalidité survenue par accident.

3. Le chiffre des invalides 554-031 d'après le recensement était majoré de 60 % (sécurité) et donnait 886.430 invalides, ;

.4. Voir le Mémoire sur le développement financier de l'assurance invalidité, Reichstag, IVe session, 1895, 1897, p. 281. |

car on s'attendait dès 1900 et avec raison à une augmentation considérable du nombre des cas d'invalidité, motivée d’une part par le paiement des rentes de maladie à compter de la 27° semaine, d'autre part par l'application d’une conception plus libérale de l’invalidité et enfin par la tendance manifeste de Ia population à apprécier les bienfaits de la nouvelle institution. Ilfut donc nécessaire de relever non seulement les taux d'invalidité pour les assurés jeunes mais encore ceux adoptés pour les adultes en 1896, sans atteindre pourtant les chiffres de 1889. Muni d’un nombre d'observations plus considérable puisque résultant d’une expérience plus longue, le législateur procéda en 1899 à la construction d’une troisième table d'invalidité (1) en rapport avec l’augmentation probable des cas d'invalidité.

Table de Behm Table adoptée Table adoptée adoptée pour l'assurance dans le mémoire dans le mémoire Age en 1889 de 1896 de 1899 16 0,00011 (2) : 0,00010 17 12 20 18 14 30 19 17 L0 20 1%) 0,00034 50 21 22 42 790 22 25 50 90 23 298 58 0,00110 24 33 67 120 25 38 76 130 26 ke 85 140 27 50 95 160 28 58 0,00106 170 29 66 119 180 30 76 24130 190 31 87 142 210 32 0,00100 154 220 33 116 467 230 34 133 181 .. 240

1. Voir le mémoire financier de la loi de 1899. Ge mémoire fit état de 312.425 cas d'invalidité répartis par âge et par profession. Ë

2. D’après cette table il faut compter 1, 1 invalide sur 10.000 assurés âgés de 16 ans ; ce chiffre monte à 10 invalides sur 10.000 assurés âgés de 32 ans, à 10 invalides sur 1.000 assurés à l’âge de 49 ans ; à l’âge de 66 ans le nombre des invalides s'élève à 11 p. 100 et à 8o ans à 77 p. 100 des assurés, 1

LR RASE

Table de Behm adoptée Table adoptée Table adoptée pour l'assurance dans le mémoire dans le mémoire Age en 1889 de 1896 de 1899 36 1795 213 280 37 201 pe 300 38 201 253 320 39 265 276 350 40 305 301 380 A1 350 329 410 42 402 : 360 450 43 462 394 500 kk 530 431 ? 560 45 609 471 . 620 46 700 515 690 47 804 563 760 48 923 616 830 49 0,01010 685 910 50 12138 770 0,01010 51 1399 870 1130 2 1608 990 1260 53 1847 0,01138 1410 54 2124 42:95 1570 55 2437 1460 1750 56 2799 1620 1950 57 3215 1810 2180 58 ; 3693 2030 2430 59 4242 2300 2700 60 k873 . 2600 3050 61 5098 2940 3450 62 6430 3320 3850 63 7387 3730 4250 64 8485 4160 4700 65 9747 4610 5300 ; 66 0,11196 2110 6100 67 0,12861 5710 6900 68 . 0,14773 6410 7700 69: 1 EY 0,16970 7110 : 8500 70 019298 her 7980 9500 74 0,22392 8840 0,10500 72 0,25721 9750 0,11500 73 0,29546 0,10730 0,12500 74 0,33939 0,11960 0,14000 75 0,38986 0,13340 0,15500 76 0,44783 0,14900 0,17500 77 0,51442 0,16600 0,19500 78 0,59092 0,18400 0,21500 79 0,67878 0,20400 0,24000 80 027972 0,22500 0,26800

La table de 1899, qui est également à la base du code des.

Lo e

assurances sociales de 1911, né correspond pourtant pas encore à la réalité. Abstraction faite de la hausse anormale du nombre des pensionnés au début de l'application de la loi de 1899, l'expérience prouva l'insuffisance absolue des chiffres adoptés pour les ouvriers jeunes et la nécessité d’une nouvelle majoration des taux d'invalidité pour les adultes malgré le relèvement opéré en 1899, ceux de la table de 1889 se révélant beaucoup trop bas à l'usage. Si, tout en se rendant compte de l'accroissement général du nombre des invalides jeunes et vieux, et de ses conséquences financières inévitables, le législateur a conservé cette table en 1911, c'est que des erreurs compensatrices sont venues agir en sens contraire laissant ainsi en définitive les prévisions financières de l'assurance en état d'équilibre suffisant (1) Toutetois dans les évaluations financières les plus récentes (2), il fallut reconnaître l'impossibilité de se fier à la table ancienne, ses chiffres étant trop sensiblement au-dessous de la réalité, comme le montre le tableau suivant :

Nombre d'invalides prévus d'après la table de 1899 pour 100 invalides réellement observés

Ages de 1906 à 1908 Des0/425tansenrer- E AS CESSE 79 hommes 62 femmes Dé 252260 Anse RUN SET 80 — HORS De 30 40 anse cer es aa er Ses 86 — 4 — Der 0 a 0 ans ARR RER NO PR 96 — 59 — Dern 000 EAN SR NE Er eee 85 — 56 — D'6100 07.00 Se RE ne 59 — &9 — De 70zans et plus”... PT 67 . — 49 —

Ce tableau prouve d’une manière éclatante l'insuffisance des chiffres de la table ancienne par rapport aux résultats de l’expérience, les différences de taux entre les hommes et les femmes et la nécessité de construire une quatrième table qui

1. Voir les motifs financiers du Code de 1911,p. 569. Si le nombre réel des invalides dépassait de 8, 5 % les prévisions (113.347 invalides contre 104.458 prévus) en revanche le nombre réel des rentes vieillesse restait de 40 % au-dessous des prévisions (10.822 cas de vieillesse contre 25.027 cas prévus) et le nombre des droits éteints était beaucoup plus élevé que l’on ne le pensait. LE | j

2. ttapport financier de 1914 ; mémoire financier de la loi du 12,6.16 concernant les rentes dans l’assurance-invalidilé,