Aperçus économiques
La situation est-elle aussi reluisante que celle des parents? Suivi des changements récents en matière de mobilité absolue du revenu au Canada

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par Yuri Ostrovsky
Division de l’analyse sociale et de la modélisation, Statistique Canada

Début de l'encadré

Introduction

Le présent article d’Aperçus économiques traite des changements récents en matière de mobilité intergénérationnelle du revenu au Canada, particulièrement en ce qui a trait aux variations du taux de mobilité absolue du revenu, c’est-à-dire la proportion de jeunes Canadiens dont le revenu familial a été au moins aussi élevé que celui de leurs parents lorsqu’ils avaient le même âge. L’analyse porte principalement sur les enfants nés au cours de la période allant de 1970 à 1984 et compare leur revenu familial à l’âge de 30 ans (observé de 2000 à 2014) à celui de leurs parents au même âge. Elle repose sur une base de données canadienne unique qui lie directement les enfants et les parents, fournissant ainsi des renseignements sur leur revenu familial échelonnés sur près de quatre décennies. L’analyse est répétée à 40 ans pour les cohortes précédentes d’enfants et de parents.

Un article récemment publié dans le New York Times (New York Times, 2016) a attiré l’attention sur une étude sur la mobilité absolue du revenu aux États-Unis (Chetty et coll., 2016). Selon l’étude, au cours de la deuxième moitié du XX^e siècle, une proportion de moins en moins élevée d’Américains âgés de 30 ans avait un revenu familial qui était au moins aussi élevé que celui de leurs parents au même âge. Selon Chetty et coll., à l’âge de 30 ans, 90 % des Américains nés en 1940 avaient un revenu qui correspondait à celui de leurs parents à 30 ans ou qui était supérieur. C’était le cas de seulement 50 % de ceux nés en 1980. En fonction de cette tendance en ce qui concerne la mobilité intergénérationnelle du revenu, les auteurs ont conclu que les perspectives générationnelles ont diminué de façon marquée aux États-Unis.

Même si cette étude canadienne analyse aussi les taux de mobilité absolue du revenu, il n’est pas possible de comparer directement les résultats à ceux de l’étude américaine, en raison de différences importantes en ce qui concerne les données et la méthodologie.^Note 1 Malgré tout, l’attention portée à Chetty et coll. souligne l’importance de la question. Certains de leurs résultats servent de point de référence partiel pour la présente analyse. Tout particulièrement, contrairement à la baisse appréciable observée au sein de la cohorte de naissance de 1980 par rapport à celle de 1970 aux États-Unis, peu de changements ont été observés en ce qui concerne les taux de mobilité intergénérationnelle absolue du revenu des cohortes canadiennes, à part de légères fluctuations procycliques.

Données, échantillon et méthode

Les données utilisées dans le cadre de cette étude sont tirées de la Base de données sur la mobilité intergénérationnelle du revenu (BDMIR), une base de données administratives couplées ayant deux principaux composants. Le premier composant est un fichier sur la famille dans lequel les enfants âgés de 16 à 19 ans en 1982, en 1984, en 1986, en 1991, en 1996 ou en 2001 ont été couplés à leurs parents. Pour être ajouté à la BDMIR, un enfant devait : a) être âgé de 16 à 19 ans au cours d’une de ces années; b) avoir un numéro d’assurance sociale (NAS) à l’époque; c) résider avec au moins un des parents à l’époque. Des poids ont été appliqués pour assurer la représentativité de l’échantillon.^Note 2

Le deuxième composant de la base de données est l’information tirée des déclarations de revenus transmises au cours de la période de 1978 à 2014. Les couplages directs entre les enfants et les parents et les données sur le revenu recueillies au cours de la période de 37 ans font en sorte qu’il est possible de comparer directement les revenus des enfants (adultes) et de leurs parents.

Cette analyse commence par une étude des revenus des enfants et de leurs parents à l’âge de 30 ans. La période pour laquelle on dispose de données sur le revenu, soit de 1978 à 2014, restreint nécessairement l’échantillon aux enfants dont les parents sont nés en 1948 ou après, puisque le parent le plus âgé a eu 30 ans en 1978, première année pour laquelle les données sur le revenu sont offertes. (Un petit nombre de parents qui avaient moins de 19 ans au moment de la naissance de l’enfant a été exclu.) C’est pourquoi la première cohorte d’enfants est constituée de ceux nés en 1970, qui ont célébré leur 30^e anniversaire de naissance en 2000. Leurs parents sont nés entre 1948 et 1951, étaient âgés de 19 à 22 ans au moment de la naissance de l’enfant et avaient 30 ans au cours de la période allant de 1978 à 1981 (tableau 1). Les cohortes subséquentes d’enfants et de parents ont été identifiées, habituellement à des intervalles de deux ans. Les enfants de la dernière cohorte sont nés en 1984. C’est pourquoi ils étaient âgés de 30 ans en 2014, la dernière année pour laquelle le revenu a été observé. Leurs parents sont nés de 1951 à 1965, étaient âgés de 19 à 33 ans au moment de la naissance de l’enfant et ont eu 30 ans au cours de la période allant de 1981 à 1995.

En raison de la structure du fichier de données et de la sélection de l’échantillon, les parents de la cohorte de 1970 étaient plus jeunes au moment de la naissance de leur enfant que les parents de la cohorte de 1984. La question est abordée ci-dessous.

Le revenu familial corrigé à l’âge de 30 ans a été calculé à partir des déclarations de revenus. En ce qui concerne les enfants (adultes) qui étaient mariés^Note 3 à 30 ans, le revenu familial était la somme du revenu total avant impôt des conjoints divisée par deux. Si l’enfant était marié à 30 ans, mais que le NAS de son conjoint n’était pas fourni ou ne pouvait pas être apparié à une déclaration de revenus pour l’année en question, le revenu du conjoint était établi à zéro. Le revenu familial des enfants célibataires âgés de 30 ans correspondait tout simplement à leur revenu total avant impôt pour l’année en question.

Le revenu familial des parents à 30 ans a été calculé sensiblement de la même façon. Si deux parents étaient présents, le revenu total était la somme du revenu total avant impôt divisée par deux. Si le père était âgé de 30 ans en 1978, et la mère l’était en 1980, le revenu familial le plus élevé des deux a été utilisé lors du calcul. Si le parent âgé de 30 ans a déclaré être marié, mais que son conjoint n’a pas produit de déclaration de revenus, le revenu du conjoint a été établi à zéro. Si un seul parent était présent, le revenu familial total correspondait tout simplement au revenu total avant impôt de ce parent.

Dans l’étude américaine, le revenu familial n’a pas été corrigé en fonction du nombre d’adultes au sein de la famille. Cette mesure, soit le revenu familial non corrigé, a aussi été prise en considération dans l’analyse actuelle. Le revenu familial non corrigé représente le revenu combiné de tous les adultes de la famille. Cependant, pour deux raisons, le revenu familial corrigé en fonction du nombre d’adultes dans la famille est privilégié. Tout d’abord, l’âge au premier mariage a augmenté. Le pourcentage de personnes qui n’étaient pas mariées ou en union libre à l’âge de 30 ans était supérieur chez les enfants à celui observé chez leurs parents.^Note 4 En raison de cette différence générationnelle en ce qui concerne les taux de nuptialité, le revenu familial corrigé est susceptible d’être une mesure plus exacte du bien-être financier d’une famille. La deuxième raison est associée à une caractéristique fondamentale de l’échantillon : selon la définition, tous les parents de l’échantillon avaient des enfants à 30 ans. Il était donc probable qu’ils étaient mariés à cet âge. Par contre, les enfants de l’échantillon n’étaient pas tenus d’avoir des enfants. À 30 ans, ils étaient donc moins susceptibles d’être mariés que leurs parents. C’est pourquoi l’étude portait principalement sur le revenu familial corrigé en fonction du nombre d’adultes.

Tous les chiffres représentant le revenu ont été convertis en dollars constants de 2015 au moyen de la série de l’Indice des prix à la consommation (IPC) d’ensemble.

Les taux de mobilité absolue du revenu pour chaque cohorte de naissance d’enfants $M_c$ ont été calculés directement comme la proportion des enfants dont le revenu familial équivalait au moins à celui de leurs parents $$M_c=100\%\times N_c^{-1}{\displaystyle \sum _{i}1\{y_{ic}^k\ge y_{ic}^p\},}$$ où $N_c$ représente le nombre d’enfants de la cohorte $c$ , $y_{ic}^k$ est le revenu familial de l’enfant à l’âge de 30 ans, et $y_{ic}^p$ est le revenu familial du parent au même âge. Pour calculer les taux de mobilité absolue du revenu correspondant à chaque centile de revenu parental, les parents des enfants de chaque cohorte ont été classés en fonction de leur revenu. Des centiles leur ont été attribués.^Note 5 Des taux de mobilité absolue du revenu selon les centiles ont ensuite été calculés en appliquant l’équation ci-dessus aux parents et à leurs enfants au sein de chaque centile.

Résultats

Le graphique 1 montre les taux de mobilité absolue du revenu pour les enfants nés entre 1970 et 1984. Selon le revenu familial corrigé, la mobilité absolue du revenu était supérieure, pour chaque cohorte née entre 1970 et 1977, à celle de la cohorte précédente : 59 % pour la cohorte de 1970 et 67 % pour la cohorte de 1977. Autrement dit, à l’âge de 30 ans, 59 % des enfants nés en 1970 avaient un revenu familial équivalent ou supérieur à celui de leurs parents à 30 ans, tandis que c’était le cas de 67 % des enfants nés en 1977.

En ce qui concerne les enfants nés en 1979, en 1980, en 1982 ou en 1984, les taux de mobilité absolue du revenu à l’âge de 30 ans allaient de 66 % à 64 %. La légère baisse observée dans ces cohortes était probablement associée à la récession économique de 2008 et de 2009. L’année 2009 correspond en effet à l’année où la cohorte née en 1979 a atteint 30 ans. Puisque le revenu de tous les enfants d’une cohorte donnée a été mesuré au cours de la même année (l’année où ils ont eu 30 ans), le revenu était plus vulnérable aux fluctuations du cycle économique que celui de leurs parents.^Note 6

Les variations du taux de mobilité absolue du revenu d’une cohorte à l’autre étaient semblables lorsque les calculs se fondaient sur le revenu familial non corrigé (graphique 1). Cependant, ces taux de mobilité étaient inférieurs à ceux établis à partir du revenu familial corrigé : 48 % pour la cohorte de 1970, 55 % pour celle de 1977 et 53 % pour la cohorte de 1984. Comme on l’a mentionné ci-dessus, le revenu familial non corrigé est fortement corrélé avec l’état matrimonial. Les taux plus faibles observés pour le revenu familial non corrigé pourraient donc refléter les pourcentages plus faibles d’enfants qui étaient mariés ou vivaient en union libre à l’âge de 30 ans par rapport à leurs parents.

Ces résultats donnent à penser qu’au Canada, les taux globaux de mobilité absolue du revenu de la cohorte de 1970 étaient légèrement inférieurs à ceux observés aux États-Unis.^Note 7 Cependant, les estimations américaines montrent une baisse importante des taux parmi les cohortes ultérieures, tandis que les taux au Canada sont demeurés stables. C’est pourquoi les taux de mobilité de la cohorte de 1984 étaient semblables au Canada et aux États-Unis lorsqu’ils étaient calculés en utilisant l’une ou l’autre des définitions du revenu.

En plus du taux global de mobilité absolue du revenu, des taux ont été calculés pour les enfants des cohortes de 1970, de 1975, de 1980 et de 1984 en fonction de la place de leurs parents au sein de la répartition du revenu (c.-à-d. par centile de revenu) lorsqu’ils avaient 30 ans (graphique 2). Au sein de chaque cohorte de naissance, les enfants dont les parents se situaient dans les centiles de revenu inférieurs étaient les plus susceptibles d’avoir un revenu familial supérieur à celui de leurs parents à 30 ans. Le contraire était vrai pour les enfants dont les parents se situaient dans les centiles de revenu supérieurs. En outre, dans le cas des enfants dont les parents se trouvaient entre le 20^e centile et le 80^e centile, les taux de mobilité du revenu étaient plus élevés au sein des cohortes de naissance de 1975, de 1980 et de 1984 qu’au sein de la cohorte de 1970. Ces résultats donnent à penser qu’au Canada, la cohorte de 1980 n’a pas subi de baisse marquée de la mobilité absolue du revenu par rapport à la cohorte de 1970 qui a été observée aux États-Unis.^Note 8

Deux analyses de sensibilité ont été réalisées afin de tenir compte de préoccupations découlant du fait que les parents des cohortes de naissance antérieures étaient généralement plus jeunes au moment de la naissance de leur enfant que les parents de cohortes des années ultérieures (tableau 1). Cela serait attribuable à la composition de l’échantillon dictée par la structure de la BDMIR. Même si le revenu de tous les parents a été observé à l’âge de 30 ans, le profil du revenu à vie des parents peut varier de manière systématique d’une cohorte à l’autre, en raison des différences associées au moment de la constitution de la famille.^Note 9

Pour faire la lumière sur ce point, les taux de mobilité du revenu ont été évalués pour un sous-échantillon de parents qui avaient le même âge au moment de la naissance de leur enfant. Puisqu’il n’est pas possible d’élargir la fourchette d’âge des parents des cohortes précédentes, il faut restreindre la fourchette d’âge des parents des cohortes suivantes (échantillon restreint). Le premier ensemble de colonnes du graphique 3 montre les taux de mobilité absolue du revenu pour l’échantillon restreint des cohortes d’enfants dont les parents étaient âgés de 19 à 21 ans au moment de la naissance de l’enfant. Les taux de mobilité du revenu pour cet échantillon restreint allaient de 59 % à 64 %. Malgré une certaine variabilité avant et après la cohorte de 1979, aucune tendance à plus long terme n’est observée. Lorsque l’analyse a été répétée pour le groupe plus vaste de parents qui étaient âgés de 19 à 24 ans au moment de la naissance de l’enfant, les résultats étaient plutôt semblables. Les taux allaient de 63 % à 66 %. Aucune tendance n’était évidente à l’échelle de la décennie séparant la cohorte de 1975 de celle de 1984. Malgré tout, le fait de restreindre tout simplement toutes les cohortes aux enfants ayant des parents plus jeunes ne permet pas d’éliminer le problème de sélection touchant l’échantillon initial.

Pour vérifier les résultats, il est aussi possible de comparer le revenu familial des enfants et celui de leurs parents à 40 ans. Dans le cadre de cette analyse, l’échantillon était constitué d’enfants nés au cours de la période allant de 1963 à 1974 qui ont eu 40 ans entre 2003 et 2014, période durant laquelle leur revenu familial a été observé (tableau 2). Leurs parents sont nés entre 1938 et 1955 et ont eu 40 ans au cours de la période allant de 1978 à 1995. Au moment de la naissance de l’enfant, les parents de la cohorte de 1963 avaient de 19 à 25 ans, et ceux de la cohorte de 1974, de 19 à 33 ans. C’est pourquoi le problème de sélectivité concernant l’âge des parents au moment de la naissance de l’enfant était plus modeste. La comparaison des revenus des enfants et des parents à 40 ans présente également l’avantage de permettre de tenir compte du « biais lié au cycle de vie » dans les estimations de la mobilité, qui se produit lorsque les revenus des personnes sont observés quand elles sont encore jeunes. Le revenu annuel entre 40 et 45 ans est le revenu le plus représentatif du revenu à vie (Chen, Ostrovsky et Piraino, 2017).

Le graphique 4 montre les taux de mobilité absolue du revenu des enfants des cohortes de naissance de 1963 à 1974. Au moment où ils ont atteint 40 ans, 61 % des enfants nés en 1963 avaient un revenu familial équivalent ou supérieur à celui de leurs parents au même âge. Le chiffre correspondant pour les enfants nés au cours de la période allant de 1967 à 1974 s’élevait à 67 %. Dans l’ensemble de la répartition des centiles pour les cohortes de 1963, de 1969 et de 1974 (graphique 5), les taux étaient supérieurs au sein de la cohorte de 1974 à ceux observés au sein de la cohorte de 1963.

Conclusion

Cette étude évalue les variations des taux de mobilité absolue du revenu au Canada depuis 2000. Parmi les cohortes nées au cours de la période allant de 1970 à 1984, et dont le revenu a été observé de 2000 à 2014, le pourcentage de celles dont le revenu correspondait à celui des parents à l’âge de 30 ans ou le dépassait est demeuré plutôt stable. De même, en ce qui concerne les cohortes nées au cours de la période allant de 1963 à 1974, cette situation s’est produite à 40 ans. Les résultats s’ajoutent aux estimations récentes de la mobilité du revenu relative au Canada (Chen, Ostrovsky et Piraino, 2017; voir aussi Chen, Ostrovsky et Piraino, 2016). Il s’agit de la première étape permettant d’examiner les changements sur le plan des possibilités économiques au Canada au fil du temps.

En raison des différences en ce qui concerne les sources de données et la méthodologie, il est impossible de comparer directement les résultats de cette étude à ceux de l’étude américaine, qui était fondée sur les données du recensement de 1940 à 1980 pour mesurer le revenu des parents. Les données du recensement canadien pour la même période ne fournissent pas suffisamment de précisions pour permettre l’établissement d’une mesure du revenu comparable. C’est pourquoi la portée historique de la présente étude est plus courte. En outre, la présente étude et l’étude américaine ont utilisé des méthodes différentes pour établir des liens entre les enfants et les parents.

Malgré ces différences, les résultats des États-Unis servent de point de référence partiel. À l’âge de 30 ans, les taux de mobilité absolue du revenu de la cohorte de 1970 étaient légèrement inférieurs au Canada à ceux observés aux États-Unis. Cependant, les tendances subséquentes enregistrées dans les deux pays semblent être très différentes. Les estimations américaines montrent une baisse importante de la mobilité absolue du revenu, tandis que les taux canadiens semblent plus stables.

Tableaux en annexe

Bibliographie

Chen, W.-H., Y. Ostrovsky et P. Piraino. 2017. « Lifecycle variation, errors-in-variables bias and nonlinearities in intergenerational income transmission: new evidence from Canada ». Labour Economics, 44 (janvier) : 1 à 12.

Chen, W.-H., Y. Ostrovsky, et P. Piraino. 2016. Mobilité intergénérationnelle du revenu : nouvelles données pour le Canada. Aperçus économiques, no 59. Produit no 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Chetty, R., D. Grusky, M. Hell, N. Hendren, R. Manduca et J. Narang. 2016. The Fading American Dream: Trends in Absolute Income Mobility since 1940. NBER Working Paper Series, no. 22910. Cambridge, Massachusetts : National Bureau of Economic Research.

Cook, K., et A. Demnati. 2000. Weighting the Intergenerational Income Data File. Ottawa : Statistique Canada. Rapport non publié.

New York Times. 2016. «The American Dream, quantified at last ». 8 décembre. Disponible au lien suivant : http://www.nytimes.com/2016/12/08/opinion/the-american-dream-quantified-at-last.html) (consulté le 31 mars 2017).