Dans cet article, les effets de l’âge (ou du cycle de vie) et de génération sur le niveau de vie sont estimés à partir d’un pseudo-panel construit avec les différentes éditions de l’enquête Budget de famille entre 1979 et 2011. Le niveau de vie des ménages est apprécié avec le revenu disponible ou la consommation privée par unité de consommation, en isolant ou non les dépenses de logement et les loyers implicites. En s’appuyant sur la stratégie d’identification développée par Deaton et Paxson (1994) pour les modèles âge-période-cohorte (APC), deux principaux résultats sont mis en évidence. Tout d’abord, le niveau de vie augmente fortement avec l’âge, de 25 à 64 ans. Par exemple, la consommation des 50-54 ans est supérieure de 35 % à celle des 25-29 ans. À partir de 65 ans, l’évolution dépend de l’indicateur de niveau de vie considéré. Par ailleurs, le niveau de vie des générations du baby-boom est supérieur à celui des générations nées avant-guerre mais inférieur ou égal à celui des générations qui les suivent. Par exemple, la consommation de la cohorte née en 1946 est de 40 % supérieure à celle de la cohorte née en 1926 mais de 20 % inférieure à celle de la cohorte née en 1976. Si l’on prend l’ensemble des cohortes nées entre 1901 et 1979, aucune génération n’a été désavantagée par rapport à ses aînées. La discussion de ces résultats, notamment au regard de ceux issus d’autres stratégies d’identification ‒ la méthode âge-période-cohorte-détendancialisé (APCD) qui retire une tendance linéaire aux variables et une stratégie originale, la méthode espérance de vie-période-cohorte (EPC) qui remplace la variable d’âge par l’espérance de vie à chaque âge – souligne leur robustesse. Elle révèle l’importance de la croissance économique dans l’élévation du niveau de vie des générations et confirme qu’aucune génération n’a eu une consommation inférieure à celle des générations qui l’ont précédé.

d'Albis, H. & Badji, I. (2017). Intergenerational inequalities in standards of living in France. Economie et Statistique / Economics and Statistics, 491-492, 71-92. DOI: 10.24187/ecostat.2017.491d.1906