DTF 77 II 40

D'après la jurisprudence, la rente allouée pour perte

de soutien se capitalise sur la base de la probabilité de vie de celle des personnes en cause (soutien ou personne soutenue) pour laquelle elle était la plus faible au jour de l'accident (cf. RO 69 II 25 et arrêts cités) — plus exactement au jour Oll l'on doit se placer pour la capitalisation (date du jugement de dernière instance cantonale). Cela est logique en ce sens que la rente ne peut en tout cas pas être accordée pour une période postérieure à la mort présumée de l'ayant droit. H. MOSER (Der Versorgerschaden nach schweiz. Recht, 1939, p. 63) critique cependant cette méthode en ce qu'elle ne tient pas compte du fait que la partie qui a la plus grande probabilité de vie peut tout de même mourir la première. D'après Moser, le soutien doit être censé fourni non pas — comme le présuppose la jurisprudence — jusqu'à la mort de celle des personnes qui avait la probabilité de vie la plus faible, mais jusqu'à la mort de l'une ou de l'autre, c'est-à-dire tant que toutes deux auraient été en vie. L'importance de l'erreur est différente selon que l'indemnité est accordée sous forme de rente ou sous forme de capital. Dans le premier cas, la rente se trouve, mathématiquement, être versée trop longtemps, mais un certain correctif résulte du fait que, si l'ayant droit vient à mourir, le service de la rente cesse. Dans le second cas, l'erreur provenant de ce qu'on table sur la seule probabilité de vie de l'une ou de l'autre des parties en cause a pour conséquence que les sommes allouées en capital sont trop élevées. L'erreur est d'autant plus grande que la différence d'âge entre le soutien et la personne soutenue est plus faible. Pour des époux âgés sans enfants, la différence pourrait être de 30 %. La correction est apportée par l'application des tables de probabilités dressées par les sociétés d'assurances pour les rentes constituées sur deux têtes.

— DTF 77 II 40, pag. 42 — Avec STAUFFER-SCHAETZLE (Barwerttafeln für das Schadenersatzrecht, 1948, p. 22) et PICCARD (Lebenserwartungs-, Barwert- und Rententafeln, 1948, p. 57-59), il faut admettre que la méthode jusqu'ici suivie aboutit à des résultats partiellement inexacts (voir aussi ZWINGGI, Schweizerische Juristenzeitung, 1949, p. 69). Dès le moment où l'on applique au calcul des indemnités pour perte de soutien les règles de la probabilité, il n'y a aucune raison de ne pas tenir compte de tous les facteurs qui influencent cette probabilité et de ne pas recourir aux correctifs fournis par la science actuarielle pour réduire des écarts qui, d'après ces auteurs, peuvent aller jusqu'au Y4 de l'indemnité. S'agissant d'une question de principe, on n'a pas à tenir compte du fait que parfois l'erreur à laquelle conduit l'ancienne méthode est insignifiante. La règle demeure cependant, ici comme ailleurs, que les circonstances du cas particulier l'emportent sur les critères mathématiques, lorsqu'elles permettent mieux que ces derniers d'estimer la durée probable du soutien.

MOSER propose (p. 65) une table de réduction en pourcents établie sur la base d'une statistique française ancienne. TI y a lieu de lui préférer des tables récentes, dressées d'après des statistiques suisses. D'après les tables de STAUFFER-SCHAETZLE (op. cit., p. 48 sv., table 14) qui indiquent la valeur capitalisée d'une rente viagère constituée sur la tête de deux personnes de sexe différent, dame Monnier, âgée de 48 ans au jour du jugement, alors que son mari en aurait eu 53, à droit à une indemnité de 1207 X 3600: 100, soit 43 452 fr. (le chiffre de 1207 représentant la moyenne entre les chiffres de 1233 et 1181 qui correspondent, pour le mari, à 52 et 54 ans). I] n'y a en l'espèce aucune circonstance qui justifierait une estimation in concreto de la durée probable du soutien dont aurait bénéficié la demanderesse.