Combien d'immigrés entrent chaque année ?

Ministère de l'Intérieur, direction générale des étrangers en France (DGEF), statistiques des titres de séjour ; Insee, estimations de flux migratoires. Les deux séries ne mesurent pas la même chose : les titres de séjour sont un flux administratif portant sur les seuls ressortissants hors UE, les estimations Insee incluent les ressortissants de l'UE et ne passent par aucune procédure.

Répartition des titres 2024 : études 32,3 %, famille 26,4 %, économique 17,0 %, humanitaire 15,9 %, divers 8,4 %. En 2025 la structure se déforme : humanitaire à 23,3 % (protections subsidiaires +115,8 %), économique en recul à 13,5 %.

Immigré, étranger, réfugié, naturalisé : quelle différence ?

Insee et Ined, définitions officielles et estimations de population. Ces quatre catégories se recoupent partiellement : un immigré peut être français, un étranger peut être né en France. Aucune n'est un sous-ensemble propre d'une autre.

Le piège : un immigré naturalisé n'est plus « étranger » statistiquement mais reste « immigré » à vie ; un enfant né en France de parents étrangers est « étranger » sans être « immigré ». Les deux catégories ne se superposent jamais, et l'essentiel des confusions du débat vient de là.

L'immigration coûte-t-elle ou rapporte-t-elle ? Les postes détaillés

Les résultats publiés varient de +12 Md€ à environ −40 Md€. Ce n'est pas que les chercheurs soient malhonnêtes : ce sont des conventions différentes. Voici d'abord la structure du calcul, puis pourquoi elle est indéterminée.

Les postes de dépense attribués aux immigrés

1. Prestations sociales contributives — retraites, chômage. Les immigrés y cotisent et en bénéficient ; l'effet net dépend de leur âge et de leur durée de carrière en France. Population plus jeune que la moyenne = plus de cotisations, moins de retraites aujourd'hui, mais des droits à pension demain.
2. Prestations non contributives — RSA, allocations logement, prime d'activité, allocations familiales. Poste où la surreprésentation est réelle : 30,6 % des immigrés sont sous le seuil de pauvreté contre 12,7 % des non-immigrés.
3. Santé — assurance maladie de droit commun, plus l'aide médicale d'État pour les personnes en situation irrégulière (poste budgétaire distinct et modeste à l'échelle des masses).
4. Éducation — scolarisation des enfants. Poste important, mais qui est un investissement dont le rendement apparaît vingt ans plus tard, et qui bascule le calcul selon qu'on l'attribue aux immigrés ou à leurs descendants.
5. Politique migratoire proprement dite — accueil, hébergement des demandeurs d'asile, contrôle aux frontières, éloignement. La Cour des comptes chiffre la seule lutte contre l'immigration irrégulière à environ 1,8 à 2 Md€ par an, avec des « résultats médiocres » sur l'éloignement.
6. Biens publics purs — défense, administration générale, justice, éclairage public. C'est ici que tout se joue : voir ci-dessous.

Les postes de recette

1. Cotisations sociales — les immigrés représentent 12,2 % de la population active occupée (3,7 millions de personnes).
2. Impôt sur le revenu — faible, du fait de revenus plus bas en moyenne (niveau de vie médian 18 060 € contre 23 690 €).
3. TVA et taxes sur la consommation — poste important et souvent oublié : la TVA est acquittée par tous, indépendamment du revenu.
4. Impôts locaux, taxes sur les carburants, droits divers.

Pourquoi le résultat n'est pas déterminé

Trois leviers font basculer le signe :

1. Statique ou dynamique. Une photographie annuelle et un calcul sur cycle de vie complet ne donnent pas le même résultat, parce que la population immigrée est plus jeune : elle cotise aujourd'hui et percevra demain.
2. L'affectation des biens publics purs. La défense nationale coûte-t-elle plus cher parce qu'il y a des immigrés ? Non — c'est un bien non rival. Faut-il pour autant l'attribuer intégralement aux natifs ? Le CEPII le fait dans son scénario central, ce qui améliore mécaniquement le solde. L'Observatoire de l'immigration et de la démographie juge cette convention discutable. Les deux positions sont défendables et aucune donnée ne peut trancher : c'est un choix de convention, pas un fait.
3. Le périmètre des descendants. Inclure la deuxième génération fait passer le solde CEPII de +12 Md€ à des dizaines de milliards de coût — non parce que les descendants coûtent cher, mais parce qu'on leur impute l'éducation sans compter leurs cotisations futures.

CEPII ; OCDE, Perspectives des migrations internationales 2013 ; Cour des comptes, NEB 2023 ; recension de l'Observatoire de l'immigration et de la démographie (organisme non neutre, critique de l'immigration).

Chaque poste, chiffré : ce qui est mesuré, ce qui est estimé, ce qui ne l'est pas

Le déterminant que tout le monde oublie : la structure par âge

Les immigrés sont 7,97 millions (11,6 % de la population), dont un tiers sont devenus français ; les étrangers 6,30 millions ; les nés à l'étranger 9,6 millions, ce dernier chiffre incluant environ 1,7 million de Français nés à l'étranger. Ces trois populations ne se substituent pas, et leur profil budgétaire diffère fortement — parce que la dépense publique par personne est massivement déterminée par l'âge.

Les postes de dépense

Le coût unitaire par éloignement forcé est de 4 410 € au périmètre « éloignement » seul ; en y ajoutant la rétention, le coût complet par éloignement effectivement réalisé dépasse 24 000 € — hypothèse haute, puisqu'une part des personnes retenues est libérée sans éloignement.

Les recettes : aucune n'est mesurée

Cet écart entre 8 % des prélèvements et 11,6 % de la population n'a rien de mystérieux : il résulte du taux d'emploi inférieur de huit points, du salaire médian inférieur de 11 %, et surtout de la progressivité de l'impôt sur le revenu et de la concentration du patrimoine.

Le point de bascule : les biens publics purs

Défense, charge de la dette, administration générale, diplomatie sont des biens non rivaux : un résident de plus n'augmente pas leur coût. Deux conventions s'affrontent, et le choix entre elles détermine le signe du solde à lui seul.

OCDE, International Migration Outlook 2021, chapitre sur l'impact fiscal, France, moyenne annuelle 2006-2018. La mise à l'échelle en milliards sert uniquement à dimensionner l'écart entre deux conventions, jamais à produire un niveau : un écart de convention est un rapport et se transpose, un solde est daté et ne se transpose pas.

Aucune des deux conventions n'est objectivement « bonne ». Mais toute étude qui n'annonce pas laquelle elle retient est inutilisable, et toute reprise médiatique qui cite un seul des deux chiffres de l'OCDE sans mentionner l'autre est trompeuse — quel que soit le chiffre cité.

Deux subtilités que le débat escamote. D'abord, la convention doit s'appliquer symétriquement : si l'on retient le coût marginal nul pour les immigrés, il faut le retenir pour les natifs, et la somme des soldes catégoriels ne reconstitue plus le solde public. Ensuite, le cas de la charge de la dette : imputer à un immigré arrivé en 2020 une quote-part des intérêts d'une dette accumulée depuis 1974 est un choix contestable, et c'est pourtant ce que fait l'imputation au coût moyen — l'IFRAP relève que le ratio français est de −0,53 % du PIB hors service de la dette contre −0,85 % en l'incluant, soit environ 9 Md€ pour cette seule ligne.

Le bilan agrégé, et ce qu'il vaut

Ceci n'est pas un résultat, c'est une démonstration. Sur nos propres chiffres, le seul changement de convention déplace le solde de 22 Md€ ; sur ceux de l'OCDE, de 55 Md€. Dans les deux cas, l'écart de convention est plus grand que l'incertitude sur l'ensemble des postes.

Et il faut ajouter l'aveu qui va avec : notre solde hors biens publics purs (−0,27 %) diffère de celui de l'OCDE (+1,02 %) de 1,3 point de PIB, soit environ 38 Md€. Les causes sont identifiables — l'OCDE retient les « nés à l'étranger », qui incluent 1,7 million de Français nés à l'étranger, contributeurs nets, et sa couverture de dépenses est plus étroite. Le fait que deux constructions raisonnables diffèrent de 1,3 point de PIB est, en soi, le résultat le plus honnête de ce dossier : il fixe l'ordre de grandeur de ce qu'on ne sait pas.

Pourquoi les études divergent : quatre choix, pas quatre jeux de données

1. La convention sur les biens publics purs — effet d'environ 1,9 point de PIB. Elle détermine le signe à elle seule.
2. Le périmètre de population — effet de plusieurs dizaines de milliards. Passer d'« immigrés » à « nés à l'étranger » ajoute 1,7 million de Français nés à l'étranger, âgés et qualifiés, ce qui améliore artificiellement le solde. Passer d'« immigrés » à « étrangers » fait entrer 0,9 million d'enfants nés en France — donc leur coût de scolarisation — tout en excluant 2,6 millions de naturalisés en âge de travailler : double dégradation. Sur le seul poste éducation, l'écart mesurable est de 6,6 à 12 Md€, à données identiques.
3. Le traitement des descendants — effet de 18 Md€ dans une seule étude. Le CEPII publie les deux : −1,4 Md€ en scénario de référence, −19,8 Md€ en incluant les descendants. Les deux camps ont un argument valable : les exclure dissimule le coût éducatif de la deuxième génération ; les inclure sans corriger de l'âge est faussé, puisqu'une population d'âge médian 25 ans est nécessairement bénéficiaire nette, et le serait tout autant si elle était d'ascendance française. La seule comparaison rigoureuse serait à structure d'âge standardisée. Aucune des études recensées ne la produit.
4. Statique contre dynamique. En 2011, le solde primaire total de la France était de −51,35 Md€ : −42,55 Md€ pour les natifs et −8,80 Md€ pour les immigrés. Dans une année où l'ensemble du budget est en déficit, une comptabilité statique attribue mécaniquement un solde négatif à tous les groupes. Les immigrés représentaient 8,6 % de la population et 17,1 % du déficit, mais leur déficit par tête était inférieur à celui des natifs. Citer les −8,80 Md€ sans les −42,55 Md€ transforme une observation sur l'état des finances publiques en jugement sur un groupe.

Pourquoi ces ventilations n'existent pas

Ces absences ont trois causes distinctes qu'il ne faut pas confondre. La donnée n'est parfois pas collectée : le pays de naissance n'entre dans aucune règle d'ouverture de droit à l'Unédic ou à la CNAM, il est donc absent à la source. Elle est parfois collectée mais non exploitée : la CNAF enregistre la nationalité, qui conditionne l'éligibilité au RSA après cinq ans de séjour régulier, et pourrait publier une ventilation par prestation ; elle ne le fait pas, aucune obligation ne l'y contraignant, et les questions parlementaires demandant cette ventilation sont restées sans réponse chiffrée. C'est un choix administratif, pas une impossibilité juridique — et il mérite d'être discuté comme tel. Elle est enfin parfois structurellement absente de l'assiette : la TVA ne connaît pas le payeur.

Emploi et revenus

Insee, enquête Emploi en continu, données 2024, champ population de 15 à 64 ans en ménages ordinaires ; ministère de l'Intérieur, DGEF, pour la ventilation par origine géographique. Les écarts de taux d'emploi sont sensibles à la structure par âge et par niveau de diplôme, qui ne sont pas neutralisées ici.

Deux faits saillants. L'écart se concentre chez les femmes : le taux d'activité des hommes immigrés est supérieur à celui des hommes natifs, tandis que l'écart de genre atteint 19 points au sein de la population immigrée non-européenne contre 4,3 points chez les non-immigrés. Et l'écart se réduit : entre 2014 et 2024, le chômage des immigrés a baissé de 6 points contre 3 pour les natifs.

La France affiche néanmoins l'un des écarts les plus défavorables d'Europe (−7,1 points), avant-dernière devant la Belgique.

Statistiques pénales : que mesurent exactement les pourcentages ?

L'hétérogénéité est considérable — de 13 % à 80 % — et cette dispersion est en soi l'information la plus importante : elle montre qu'un chiffre global n'a pas de sens. Le 80 % des vols dans les transports reflète très probablement un effet de lieu (gares, aéroports, zones de transit, où la population présente n'est pas la population résidente) et des réseaux transfrontaliers, pas la délinquance du quotidien.

Peut-on connaître la part des infractions commises par des étrangers ou des immigrés ?

Ce qui explique la surreprésentation le long de la chaîne pénale

Le CEPII identifie quatre facteurs distincts qui se cumulent :

1. Structure d'âge et de sexe — surreprésentation parmi les jeunes hommes, catégorie associée à une délinquance plus élevée quelle que soit la nationalité.
2. Position socio-économique — la précarité est un déterminant documenté, indépendamment de l'origine.
3. Infractions à la police des étrangers — le séjour irrégulier et le travail sans titre ne peuvent, par construction, être commis que par des étrangers. Cela gonfle mécaniquement leur part sans rapport avec la délinquance de droit commun.
4. Traitement pénal différencié — à caractéristiques identiques, le CEPII mesure une probabilité de prison ferme supérieure de 5 points et une durée de peine plus longue de 22 jours. Cela contribue à la surreprésentation au dernier maillon, indépendamment du taux réel d'infraction.

SSMSI, données 2024 (réponses parlementaires) ; Insee ; lettre du CEPII n° 436 (2023).

Peut-on déduire une causalité d'une surreprésentation ?

Cette question mérite mieux qu'un « non » sec, parce que l'objection qu'on lui oppose est arithmétiquement fondée. Commençons donc par établir le fait, sans le contester.

La surreprésentation est un fait mesuré, et son ordre de grandeur pour les homicides — un facteur 2 — est exact. 18 divisé par 8,8 égale 2,05. Une note qui suggérerait que ce fait n'existe pas serait malhonnête.

Mais le gradient va dans le sens inverse de la gravité, et c'est un fait tout aussi établi : le rapport est de 2,0 pour l'homicide, le plus faible de la série avec les violences sexuelles, et de 9,1 pour le vol sans violence dans les transports. Un effet propre de la nationalité sur la propension à la violence devrait produire l'inverse.

Ce que le chiffre agrège, et qu'il ne sépare pas

1. Le numérateur et le dénominateur ne portent pas sur la même population. Le dénominateur de l'Insee — 6,0 millions d'étrangers, 8,8 % — ne compte que les étrangers résidents recensés. Le numérateur du ministère de l'Intérieur compte toute personne mise en cause de nationalité étrangère : résidents réguliers, personnes en situation irrégulière, touristes, travailleurs détachés, personnes en transit, réseaux transfrontaliers. Le ratio est donc structurellement surestimé — d'un facteur que personne n'a chiffré. Illustration : sur les vols dans les transports en commun d'Île-de-France, segment où la mobilité internationale est maximale, la part atteint 93 %.
2. Le droit de la nationalité déplace la frontière au pire moment. Les enfants nés en France de parents étrangers deviennent français à 18 ans. Or 18-30 ans est précisément la tranche de plus forte mise en cause. Cette population sort du numérateur et du dénominateur « étrangers » au moment exact où son exposition à la délinquance est maximale — ce qui tire le ratio vers le bas, pas vers le haut. Ce n'est pas un argument dans un sens ou dans l'autre : c'est un rappel que la catégorie mesurée est juridique et mouvante.
3. L'âge et le sexe expliquent moins qu'on ne le croit. Le sexe est le premier prédicteur de la mise en cause — 82 % d'hommes, jusqu'à 96 % pour les violences sexuelles — mais la population étrangère résidente est quasi paritaire (49,7 % d'hommes contre 48,5 % dans l'ensemble) : ce facteur n'absorbe presque rien. L'âge joue dans les deux sens : les étrangers sont surreprésentés chez les 25-54 ans (47,9 % contre ≈ 37 %) mais sous-représentés chez les 13-17 ans (5,6 %), tranche qui borde le pic de délinquance. Aucune étude française ne chiffre la part de l'écart absorbée par la standardisation âge-sexe. Affirmer que « l'âge et le sexe expliquent l'essentiel » n'est pas étayé.
4. Les infractions à la police des étrangers biaisent le chiffre global, mais pas les ratios par infraction. 78 % des condamnés pour infraction à la police des étrangers sont étrangers, ce qui est tautologique. Cela affecte le total (« 17-18 % de l'ensemble des mis en cause ») mais pas les lignes du tableau ci-dessus : les indicateurs homicides, coups et blessures et vols n'en contiennent aucune. Invoquer ce point pour relativiser le 18 % sur les homicides serait une erreur de raisonnement.
5. L'exposition au contrôle diffère fortement. Une étude d'observation directe menée à Paris a mesuré que les personnes perçues comme noires ont 6 fois plus de risque d'être contrôlées, et celles perçues comme arabes 7,8 fois. L'enquête du Défenseur des droits mesure que les jeunes hommes perçus comme noirs ou arabes ont une probabilité environ 20 fois plus élevée d'être contrôlés — 80 % déclarent l'avoir été dans les cinq ans, contre 16 % de l'ensemble. Aucun de ces travaux ne convertit toutefois un différentiel de contrôle en une part de l'écart de mise en cause.

Ce que la littérature établit, et ce qu'elle n'établit pas

Les travaux quasi-expérimentaux sont convergents mais ils répondent à une autre question. Le Royaume-Uni (vagues migratoires 1997-2008), l'Italie (régularisation attribuée par ordre d'arrivée, quasi-loterie), la Suisse (ouverture de l'accès au marché du travail) et un panel de 55 pays ne trouvent aucun effet significatif de l'immigration sur le taux de criminalité d'un territoire. Le résultat italien est plus précis et plus intéressant : les immigrés régularisés ont une probabilité d'infraction environ deux fois plus faible que les non-régularisés, l'effet portant surtout sur la délinquance acquisitive. Le canal causal identifié est le statut administratif et l'accès à l'emploi, pas la nationalité.

Mais ces études répondent à « davantage d'immigration fait-elle monter la criminalité d'un territoire ? ». Elles ne répondent pas à « à âge, sexe et milieu social identiques, un étranger a-t-il la même probabilité d'être mis en cause qu'un Français ? »

Formulation honnête, donc : la surreprésentation est réelle et son ordre de grandeur est correct. Ce qui n'est pas établi, c'est ce qu'elle mesure — une propension à commettre, ou la combinaison d'une structure démographique et sociale, d'un périmètre statistique incohérent entre numérateur et dénominateur, et d'une exposition différenciée au contrôle. Les données qui permettraient de trancher ne sont pas produites en France, et c'est un choix politique autant que statistique.

SSMSI, données 2022 à 2024 communiquées en réponse aux questions parlementaires n° 9474 (Assemblée nationale) et n° 00829 et 09206 (Sénat) ; Insee Première n° 2076 et fiches Sécurité et société ; Jobard & Lévy pour l'Open Society Justice Initiative (2009) ; Défenseur des droits, enquête sur les relations police-population (2017) ; CEPII ; Institut convergences migrations.

Que se passerait-il si la France réduisait fortement l'immigration ?

Effet sectoriel : les immigrés sont surreprésentés dans la construction, l'aide à la personne et l'hôtellerie-restauration. Un choc d'offre y serait direct.

Effet démographique : avec un solde de +230 000 par an, le déclin démographique serait repoussé à 2053 ; avec +70 000, il commencerait dès 2028. L'écart entre scénarios atteint ±5 millions d'habitants en 2070.