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Comportement sur le marché et réactions de planification fiscale quant à l’incidence des variations des taux marginaux d’imposition sur le revenu des couples de personnes âgées

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Résumé

Selon le modèle type d’offre de main-d’œuvre, le revenu imposable des particuliers a tendance à se concentrer à des points d’inflexion convexes de l’ensemble budgétaire créé par le régime d’impôts et de transferts du gouvernement. Cependant, il existe peu de données empiriques démontrant un tel comportement. À l’aide de données fiscales administratives du Canada, le présent document porte sur l’estimation de la tendance à la concentration du revenu imposable chez les personnes plus âgées en raison des discontinuités touchant les taux marginaux d’imposition créés par les régimes fédéral, provinciaux et territoriaux, de 2001 à 2012. Les résultats montrent que la concentration est courante pour l’ensemble de la répartition des revenus, mais que celle-ci est principalement observée chez les personnes mariées à partir de 2007. Une analyse plus approfondie révèle que la cause première de cette concentration est le fait que les pensionnés ont tendance à fractionner une partie de leur revenu de pension avec leurs conjoints lorsque ceux-ci ont des taux marginaux d’imposition moins élevés. Les pensionnés agissent de la sorte conformément à la mise en œuvre du programme de planification fiscale dans le budget fédéral de 2007. Ces résultats présentent des signes crédibles d’un comportement notable de planification fiscale au sein du ménage qui repose sur les possibilités de déductions fiscales.

Mots-clés : concentration; élasticité du revenu imposable; fractionnement du revenu; plan de densité empirique; planification fiscale; revenu de pension.

Sommaire

Le présent document permet d’examiner dans quelle mesure les déclarants canadiens de 60 à 69 ans réagissent aux variations prévisibles des taux marginaux d’imposition créés par le régime d’impôts et de transferts du gouvernement en manifestant un comportement de triage de leur revenu imposable. Plus précisément, il est question de chercher à évaluer, selon un plan de densité empirique, la prédiction du modèle type d’offre de main-d’œuvre selon laquelle les revenus imposables des particuliers ont tendance à se concentrer à des points d’inflexion convexes de leurs ensembles budgétaires.

À partir de données fiscales administratives des années 2001 à 2012, la présente analyse permet d’évaluer de quelle façon les particuliers réagissent aux variations des taux marginaux d’imposition appliqués à la limite inférieure des deuxième, troisième et quatrième paliers d’imposition fédéraux; à la limite inférieure des deuxième et troisième paliers d’imposition provinciaux et territoriaux; et aux seuils auxquels les prestations de la Sécurité de la vieillesse et d’assurance-emploi deviennent assujetties à un impôt de récupération. Voici ce qu’indiquent les résultats :

1. Les variations des taux d’imposition apportées aux seuils analysés ont une incidence sur le revenu imposable. Une concentration est observée à tous les seuils. Par conséquent, les particuliers trient leur revenu imposable en réaction au régime d’impôts et de transferts, comme on s’y attendait.
2. La concentration semble particulièrement marquée chez les personnes mariées (à savoir légalement mariées ou vivant en union libre) à partir de l’année 2007.

Cependant, un examen plus approfondi révèle les renseignements suivants :

3. La concentration s’observe surtout chez les personnes mariées qui ont utilisé la disposition de fractionnement du revenu de pension ajoutée au code des impôts à la suite de la mise en œuvre de ce programme dans le budget fédéral de 2007.
4. Par contre, la tendance à la concentration à la suite de variations apportées aux taux d’imposition semble négligeable parmi :
1. les personnes non mariées;
2. les personnes mariées avant l’année 2007;
3. les couples mariés parmi lesquels au moins une personne ne reçoit pas de revenu de pension privée, et qui sont donc inadmissibles au fractionnement du revenu de pension.

Ces résultats présentent des signes crédibles d’un comportement de planification fiscale au sein du ménage qui repose sur les possibilités de déductions. Dans les faits, les couples utilisent non seulement le programme de fractionnement du revenu de pension pour réduire leur propre fardeau fiscal, mais tiennent également compte du taux marginal d’imposition de leur conjoint pour réduire le fardeau fiscal du ménage, comme on s’y attendait.

1 Introduction

On constate souvent que l’impôt sur le revenu a peu d’effets sur les décisions d’offre de main-d’œuvre et autres comportements économiques des particuliers (par exemple, les décisions d’investissement) et des effets plus importants sur la planification fiscale des particuliers (Saez, Slemrod et Giertz, 2012). Les particuliers ont plusieurs manières de réduire le montant de leur impôt sur le revenu ou d’en reporter le paiement, par exemple en faisant des dons déductibles à des organismes de bienfaisance ou en versant des contributions à des régimes d’épargne-retraite (Stiglitz, 1985; Auten, Sieg et Clotfelter, 2002; Bakija et Heim, 2008). Transférer l’impôt de l’assiette de l’impôt sur le revenu des particuliers à l’assiette d’impôt des sociétés est également une voie de planification fiscale potentielle pour les propriétaires d’entreprises (Goolsbee, 2000; Gordon et Slemrod, 2000; Kreiner, Leth-Petersen et Skov, 2014). Les données indiquent que l’élasticité du revenu imposable (ERI) à l’égard du taux marginal d’imposition — une mesure que l’on percevait auparavant comme une statistique suffisante pour établir le coût d’efficacité de l’imposition (Feldstein, 1995 et 1999; Slemrod et Yitzhaki, 2002) — dépend des possibilités de déductions; elle peut donc être manipulée par les décideurs politiques (Kopczuk, 2005).

En général, l’ERI est une mesure incomplète de la perte de poids mort entraînée par l’impôt lorsqu’une partie du fardeau visant à soustraire le revenu à l’impôt prend la forme d’un coût en ressources ou en transfert (Chetty, 2009). Si l’unité d’imposition est le particulier, la mise à l’abri du revenu peut être effectuée au sein des ménages qui fractionnent leur revenu — à condition que les ressources ne soient pas partagées, comme dans le cas du modèle unitaire du ménage (Kornhauser, 1993; Cantillon et Nolan, 1998; Freiler, Stairs et Kitchen, 2001; Gelber, 2014). Par conséquent, des études sont nécessaires pour mieux comprendre dans quelle mesure les couples de personnes âgées recourent au fractionnement du revenu pour réduire leur fardeau fiscal.

La présente étude vise à évaluer la mesure dans laquelle l’impôt sur le revenu entraîne des changements dans le comportement de marché (parfois appelées réactions « réelles ») par rapport aux modifications apportées aux stratégies de planification fiscale. L’étude porte notamment sur le fractionnement du revenu entre conjoints comme moyen de réduire le montant des impôts à payer du ménage. La réaction du marché désigne un changement de l’activité économique réelle des particuliers, par exemple, une hausse ou une baisse du revenu d’emploi par l’ajustement du nombre d’heures travaillées. La réaction relative à la planification fiscale désigne l’utilisation d’allocations, de crédits et de déductions pour réduire le fardeau fiscal du ménage sans pour autant modifier son comportement économique.

Le présent document apporte deux contributions clés. La première est l’utilisation des données administratives tirées d’un échantillon représentatif à l’échelle nationale de 20 % des déclarants canadiens, des années 2001 à 2012, afin d’estimer, selon un plan de densité empirique, les effets des variations des taux marginaux d’imposition sur le revenu imposable des particuliers de 60 à 69 ans (Saez, 2010; Chetty et coll., 2011). Selon le modèle type d’offre de main-d’œuvre, les particuliers ont tendance à accuser une concentration à des points d’inflexion convexes de leur ensemble budgétaire, un phénomène qui s’explique par les régimes d’impôts et de transferts gouvernementaux, bien qu’il existe peu de données probantes démontrant un tel comportement (Saez, Slemrod et Giertz, 2012). La présente étude a permis de relever une concentration importante à divers points d’inflexion convexes dans la répartition des revenus associée aux limites inférieures des paliers d’imposition fédéraux, provinciaux et territoriaux, où les taux marginaux d’imposition s’accroissent de manière discontinue en raison du caractère progressif de l’impôt. En outre, la concentration est constatée à deux points d’inflexion convexes où les taux marginaux d’imposition réels changent, soit les seuils de revenu auxquels les prestations de la Sécurité de la vieillesse et d’assurance-emploi deviennent assujetties à un impôt de récupération. Dans de tels cas, les réactions sont observées uniquement chez les personnes bénéficiaires de l’assurance-emploi et admissibles à recevoir des prestations de la Sécurité de la vieillesse.

La deuxième contribution de ce document consiste à estimer dans quelle mesure cette concentration est attribuable à la planification fiscale au sein d’un ménage. En théorie, l’ampleur de l’évitement fiscal ou de l’évasion fiscale devrait être proportionnelle aux coûts d’un tel comportement, y compris les coûts d’administration, d’effort ou de détection (Allingham et Sandmo, 1972; Stiglitz, 1985; Slemrod et Yitzhaki, 2002). Le fractionnement du revenu de pension au Canada est à la fois légal et théorique, en ce sens qu’il ne requiert pas le transfert de revenu ni la division de la propriété des actifs. Le fractionnement du revenu de pension est une méthode d’évitement fiscal qui ne coûte rien pour les couples de personnes âgées; par conséquent, on s’attend à ce que cette méthode soit beaucoup utilisée^Note . Pour faire la distinction entre l’effet du fractionnement et l’effet des autres types de comportement de marché ou de réactions de planification fiscale, l’analyse exploite la variation exogène de l’admissibilité des particuliers à fractionner leur revenu de pension selon leur état matrimonial, aux alentours de la mise en œuvre du programme^Note . En outre, les données permettent de déterminer si les particuliers et leurs conjoints sont des bénéficiaires du revenu de pension, et de savoir quel montant du revenu ils ont décidé de fractionner. Ces renseignements facilitent une comparaison directe de la concentration entre les couples qui auraient pu utiliser ou ont utilisé cette disposition fiscale, et ceux qui ne l’ont pas fait.

Les résultats de cette analyse démontrent que la concentration était minime avant la mise en place du fractionnement du revenu de pension, tout comme chez les personnes non mariées et les couples qui n’étaient pas admissibles au fractionnement après la mise en œuvre de cette réforme. Par contre, on observe une forte tendance à la concentration après l’entrée en vigueur du fractionnement du revenu de pension chez les particuliers qui bénéficient (ou dont le conjoint bénéficie) d’un revenu de régime de pension privé. Une analyse plus approfondie, reposant sur le fait que le fractionnement est réellement effectué ou non, démontre que la concentration est attribuable surtout à l’utilisation de ce programme. Chez les couples, la concentration peut provenir de deux comportements possibles :

1. Un particulier qui est pensionné transfère un montant suffisant de son revenu à son conjoint pour réduire son revenu imposable à un palier d’imposition inférieur.
2. Un particulier dont le conjoint est pensionné se voit transférer un revenu imposable qui reste en dessous du seuil du palier d’imposition supérieur.

Par conséquent, les pensionnés utilisent cet outil de planification fiscale non seulement pour réduire leur propre fardeau fiscal, mais également pour réduire le fardeau fiscal de leur ménage, en tenant compte du taux marginal d’imposition de leur conjoint. Ces résultats présentent des signes crédibles d’un comportement de planification fiscale au sein du ménage qui dépend des possibilités de déductions.

Le présent article contribue à une littérature grandissante qui vise à comprendre le comportement de marché et les réactions en matière de planification fiscale relativement à l’impôt sur le revenu personnel. Des recherches antérieures montrent que le fractionnement du revenu, tant sur une base intertemporelle que dans les diverses assiettes fiscales, est très commun chez les personnes à revenu élevé et les travailleurs autonomes, qui ont un plus grand accès que la plupart des contribuables aux méthodes de planification fiscale (Gordon et Slemrod, 2000; Goolsbee, 2000; Chetty et coll., 2011; le Maire et Schjerning, 2013; Kreiner, Leth-Petersen et Skov, 2014 et 2016; Harju et Matikka, 2016). Cependant, peu d’études tiennent compte de la mesure dans laquelle les familles se coordonnent pour réduire leur fardeau fiscal collectif. Cela vient probablement du fait que la plupart des études dans lesquelles l’ERI est estimée sont fondées sur des données des États-Unis, où l’unité d’imposition est le ménage. D’autres études se penchent sur les pays dont l’unité d’imposition est le particulier, mais où les données des déclarations de revenus à l’échelle du ménage ou la variation de modalités nécessaires en vue d’une détermination précise ne sont pas disponibles. Une exception à noter est l’étude de Stephens et Ward-Batts (2004), qui a démontré que la réforme de 1990 au Royaume-Uni en faveur d’une imposition individuelle plutôt que commune a suscité une augmentation du partage des actifs déclaré par les conjoints ayant un taux marginal d’imposition inférieur. Dans leur étude, Wolfson et Legree (2015) ont utilisé des données canadiennes sur des propriétaires d’entreprises et des membres de leur famille qui travaillent pour leurs entreprises et vivent sous le même toit qu’eux. Les résultats ont suggéré que les propriétaires d’entreprises versaient leurs paiements de main-d’œuvre et de dividendes de manière stratégique afin de réduire le fardeau fiscal du ménage^Note . Cette étude est parmi les premières à évaluer la question à savoir de quelle façon l’utilisation d’un mécanisme explicitement conçu pour faciliter la planification fiscale à l’échelle du ménage entraîne souvent chez les couples une réaction visant à optimiser la répartition du revenu imposable en fonction du taux marginal d’imposition. Il est également possible de faire des liens plus larges au moyen de l’étude de Gugl (2009), qui portait sur la question de l’équité au sein des couples relative au fractionnement du revenu de pension.

Comme le présent document porte sur la réaction des couples de personnes âgées au regard de l’impôt sur le revenu, il s’inscrit dans le cadre d’une vaste littérature sur les décisions des personnes âgées en matière d’offre de main-d’œuvre. De nombreuses études se penchent sur la manière dont le fait de recevoir un revenu de pension ou les décisions relatives à la retraite sont influencés par la structure des régimes de pension publics (Baker et Benjamin, 1999; Feldstein et Liebman, 2002; Baker, Gruber et Milligan, 2003; French et Jones, 2012). Toutefois, peu d’études examinent dans quelle mesure le code des impôts peut constituer un instrument politique viable pour influencer les décisions des travailleurs plus âgés en matière d’offre de main-d’œuvre (Schmidt et Sevak 2009; Alpert et Powell, 2014; Messacar, 2017). Enfin, le présent article enrichit une littérature grandissante portant sur l’estimation des réactions en matière de répartition du revenu suscitées par l’imposition, en utilisant un plan de densité empirique (Saez, 2010; Chetty et coll., 2011; le Maire et Schjerning, 2013; Bastani et Selin, 2014; Harju et Matikka, 2015).

Le présent document est conçu de la façon suivante. La prochaine section, la section 2, présente un aperçu du modèle type d’offre de main-d’œuvre et permet de calculer la prédiction en matière de concentration des revenus imposables; elle comprend un bref examen de l’approche de densité empirique pour estimer la masse excédentaire. La section 3 constitue un résumé des particularités du régime canadien d’impôt sur le revenu qui sont pertinentes dans le cadre de l’analyse empirique. La section 4 porte sur la sélection des données et de l’échantillon utilisés dans le cadre de cette étude. La section 5 présente les résultats de base, l’analyse de la réforme du fractionnement du revenu de pension, deux simulations aux fins de vérification, ainsi que des mises à l’essai de réactions hétérogènes. Enfin, la section 6 est la conclusion de l’étude.

2 Contexte

Cette section présente un survol de la théorie de prédiction de l’offre de main-d’œuvre selon laquelle les particuliers ont tendance à accuser une concentration à des points d’inflexion convexes de leurs ensembles budgétaires, puis aborde brièvement la méthode utilisée pour estimer ce comportement. En particulier, les contributions théoriques et méthodologiques de Saez (2010) et de Chetty et coll. (2011), qui ont une pertinence directe pour la présente étude, sont fournies. Pour en savoir plus, le lecteur peut consulter directement ces deux documents, de même que la vaste littérature sur l’élasticité du revenu imposable (ERI) dont il est question dans Saez, Slemrod et Giertz (2012).

2.1 Théorie

Saez (2010) a pris en compte le modèle type d’offre de main-d’œuvre, selon lequel l’utilité d’un agent $i$ dépend positivement d’un revenu après impôt, $c_i$, et négativement d’un revenu brut, $z_i$. L’agent préfère consommer davantage, mais il est entravé par le coût en effort de travailler davantage afin de gagner plus d’argent. La fonction d’utilité est donnée par $u_i\left(c_i,z_i\right)$ et satisfait à plusieurs conditions : (1) $\partial u_i/\partial c_i>0$ ; (2) $\partial u^2/\partial c^2<0$ ; (3) $\partial u/\partial z<0$ ; et (4) $\partial u^2/\partial z^2<0$.

Pour commencer, supposons qu’un agent a un ensemble budgétaire linéaire assorti d’un taux marginal d’imposition constant de $t$. Son revenu après impôt est donc de $c=z\left(1-t\right)$. Une représentation graphique de la solution à ce problème d’optimisation figure dans la partie A de la figure 1. L’agent exercera un effort et gagnera un revenu jusqu’au point où l’avantage marginal de la consommation égale la désutilité marginale de l’effort. Pour l’agent $i$, cela crée les niveaux optimaux de revenu brut, soit $z_i^{\star }$, et de revenu après impôt, soit $c_i^{\star }$. L’hypothèse selon laquelle les agents sont hétérogènes en matière de revenu brut en raison de différences sous-jacentes aux préférences ou à la capacité est reflétée par l’hétérogénéité de la fonction d’utilité. La figure montre de quelle façon la solution à ce problème d’optimisation varie d’un agent à l’autre.

Le fait que la réaction relative au revenu imposable soit l’ajustement de l’offre de main-d’œuvre est appelé « réaction de comportement de marché ». En d’autres termes, le comportement réel des agents économiques est touché par l’imposition du revenu d’une manière standard, comme le prédit la théorie économique. Pour comprendre la façon dont les travailleurs sont censés réagir, supposons qu’un point d’inflexion convexe est introduit à l’ensemble budgétaire au revenu $\tilde{z}$ en faisant augmenter le taux marginal d’imposition de $t$ à $t+dt$ sur les revenus gagnés qui dépassent ce seuil d’imposition. La partie B de la figure 1 montre que dans ce cas, les travailleurs dont le revenu se situe en dessous du seuil d’imposition (agents $i$ et $j$ dans la figure) demeurent non touchés et continuent de consommer au même rythme qu’auparavant. Cependant, un agent qui gagne de $\tilde{z}$ à $\tilde{z}+d\tilde{z}$ (agent $k$ dans la figure), qui consommait au départ $c_k^{\star }$ dans le scénario selon un taux d’imposition constant, trouve maintenant qu’il est optimal de consommer $c_i^{\star }$. Par conséquent, le point d’inflexion convexe de l’ensemble budgétaire crée un nombre excédentaire d’agents qui optimisent leur revenu brut et accusent donc une concentration au point d’inflexion convexe. La partie C de la figure 1 montre ce à quoi la répartition de la densité du revenu imposable brut devrait ressembler — dans un contexte théorique — selon les scénarios d’un système d’imposition linéaire par morceaux constant ou progressif. Par contre, une réaction de « planification financière » désigne l’utilisation d’allocations, de crédits et de déductions pour modifier le revenu imposable de manière à produire une concentration, sans pour autant changer le comportement économique réel.

La prédiction type du modèle économique part de l’idée que le revenu du travail (ou tout autre type de revenu qui demande des efforts) est la principale source de revenus. Les ajustements sont plus courants chez les travailleurs plus âgés que chez les travailleurs jeunes et d’âge moyen, car les travailleurs âgés entreprennent davantage une transition vers des horaires plus flexibles, du travail à temps partiel (par exemple la préretraite) et des emplois de transition. Si la source de revenus principale d’un particulier ne demande aucun effort de sa part, par exemple dans le cas d’une pension, on connaît mal l’ampleur de la réaction. La réaction pourrait être moindre, car il ne coûte alors aucun effort de gagner un revenu qui dépasse un certain seuil d’imposition. Cependant, les pensionnés doivent faire un choix intertemporel entre gagner un dollar de plus à un taux marginal d’imposition plus élevé, ou retarder la réception de ce dollar jusqu’à l’année suivante pour bénéficier d’un taux marginal d’imposition moins élevé. La concentration pourrait être particulièrement marquée dans ce cas-ci, car le montant du revenu de pension reçu peut être manipulé. Cet enjeu est d’autant plus important dans le contexte de cette étude, car environ un tiers des déclarants seulement ont des revenus d’emploi.

En outre, l’offre de main-d’œuvre pourrait s’écarter des prédictions du modèle stylisé pour plusieurs raisons. Par exemple, de nombreux travailleurs peuvent strictement préférer travailler un nombre fixe d’heures par semaine. De même, des employeurs peuvent offrir des contrats qui ne dépassent pas un nombre précis d’heures de travail. Le coût d’une période de recherche d’emploi peut grandement réduire la tendance à la concentration aux discontinuités du barème du taux d’imposition marginal — cette question est examinée plus en profondeur dans le document de Chetty et coll. (2011). Dans l’ensemble, des frictions courantes relatives au travail qui ne sont pas toujours bien représentées dans les modèles canoniques peuvent exercer une influence considérable sur les réactions réelles. Les résultats de la présente étude, qui portent principalement sur la mise en œuvre du fractionnement du revenu de pension, permettent de déterminer de manière crédible l’effet de cet outil de planification fiscale sur l’ERI, ce qui est similaire à une approche de « différence dans les différences ».

2.2 Estimation

La méthode élaborée par Saez (2010) et élargie par Chetty et coll. (2011) est utilisée pour estimer la concentration selon un plan de densité empirique. Aux fins de cette analyse, le module Stata « bunch_count » (fichier .ado) décrit par Olsen (2011) est utilisé. Cette méthode empirique est brièvement décrite ici, et on trouve aussi un examen sur l’interprétation des résultats.

La méthode commence par la normalisation du revenu imposable relativement au point d’inflexion convexe analysé; par exemple, un revenu imposable relatif égal à zéro pour l’année de référence signifie que le revenu imposable était exactement égal au seuil d’imposition. En utilisant cette variable de revenu imposable normalisé, l’étude regroupe en tranches de 250 $ les personnes ayant un revenu se situant à l’intérieur d’un intervalle de 10 000 $ de part et d’autre du seuil d’imposition (par exemple, de -10 000 $ à -9 751 $, de -9 750 $ à -9 501 $, de -9 500 $ à -9 251 $, etc.), et traite le nombre de personnes dans chaque tranche (fréquences).

Ensuite, la répartition de la densité hypothétique est estimée, ce qui permet d’obtenir une prédiction de ce à quoi ressemblerait la répartition selon un taux d’imposition constant pour l’intervalle de revenu imposable pertinent. La répartition de la densité hypothétique est estimée en appliquant un polynôme au nombre de personnes dans chaque tranche, à l’exception des données proches du point d’inflexion, où la concentration réelle influencerait les résultats. La méthode tient compte du fait que les personnes au point d’inflexion convexe doivent provenir d’autres points à la droite de ce point d’inflexion. L’estimation de la concentration est égale à la masse excédentaire autour du point d’inflexion convexe relativement à la densité moyenne de la répartition des gains hypothétiques à l’intérieur d’un intervalle de revenu à proximité du point d’inflexion convexe^Note .

Pour une estimation de la concentration $b$ obtenue au moyen de cette méthode, l’estimation ponctuelle indique que la masse excédentaire autour du point d’inflexion convexe est à $b$ % de la hauteur de la répartition hypothétique à l’intérieur de l’intervalle de revenu proche du point d’inflexion convexe. Une méthode bootstrap paramétrique est utilisée pour calculer l’erreur-type de $b$.

3 Détails institutionnels

L’impôt sur le revenu des particuliers au Canada est fondé sur une mesure du revenu imposable, moins toute déduction autorisée; les crédits sont ensuite appliqués pour déterminer le montant net à payer. L’unité d’imposition au Canada est le particulier. Toutefois, le régime d’impôt sur le revenu reconnaît que les particuliers peuvent avoir une capacité réduite à payer l’impôt sur le revenu s’ils ont des personnes à charge, à savoir, un conjoint ou des membres de leur famille. Cette difficulté peut être atténuée par des crédits supplémentaires et la capacité de certaines personnes à charge à transférer leurs crédits inutilisés au contribuable.

L’impôt sur le revenu est déterminé aux échelons fédéral, provinciaux et territoriaux. Chaque gouvernement applique son propre taux d’imposition à une mesure uniforme du revenu imposable et offre ses propres crédits pour déterminer le montant net de l’impôt sur le revenu que doit payer le contribuable. En 2012, le gouvernement fédéral avait divisé le revenu imposable en quatre paliers d’imposition. Le taux d’imposition était de 15 % pour le premier palier  (42 707 $ ou moins), de 22 % pour le deuxième palier  (de 42 708 $ à 85 414 $), de 26 % pour le troisième palier  (de 85 415 $ à 132 406 $) et de 29 % pour le quatrième palier  (132 407 $ et plus). Le caractère progressif de cette imposition crée des points d’inflexion convexes dans les ensembles budgétaires des particuliers qui sont susceptibles d’engendrer une tendance à la concentration des revenus imposables. L’exemption fédérale de base était de 10 822 $ en 2012, de sorte que le taux marginal d’imposition appliqué au revenu imposable sous ce seuil était de 0 %^Note .

Aux échelons provinciaux et territoriaux, les structures et taux d’imposition sur le revenu sont très hétérogènes. Par exemple, l’Alberta avait établi en 2012 un taux d’imposition uniforme de 10 % sur le revenu imposable se trouvant au-dessus d’une exemption personnelle de base de 17 282 $. Les provinces qui avaient uniquement deux paliers d’imposition en 2012 étaient Terre-Neuve-et-Labrador, l’Île-du-Prince-Édouard, le Québec, l’Ontario, le Manitoba et la Saskatchewan. Les provinces et les territoires qui avaient trois paliers d’imposition en 2012 étaient le Nouveau-Brunswick, les Territoires du Nord-Ouest, le Yukon et le Nunavut. Les provinces qui avaient quatre paliers d’imposition en 2012 étaient la Nouvelle-Écosse et la Colombie-Britannique. En général, les provinces et les territoires établissent des seuils d’imposition qui se situent à l’intérieur des paliers d’imposition fédéraux. Par exemple, en 2012, les limites inférieures des deuxième et troisième paliers d’imposition étaient les suivantes : 32 893 $ et 65 785 $ à Terre-Neuve-et-Labrador; 39 020 $ et 78 043 $ en Ontario; 37 013 $ et 74 028 $ en Colombie-Britannique. Les écarts entre les paliers d’imposition fédéraux et les paliers provinciaux et territoriaux sont utiles aux fins de l’analyse empirique en vue de déterminer séparément la concentration à ces divers points d’inflexion convexes.

Outre l’estimation de la concentration à ces seuils d’imposition fédéraux et provinciaux ou territoriaux, la présente étude se penche également sur le degré auquel les particuliers réagissent aux dispositions de récupération fiscale des programmes de la Sécurité de la vieillesse et d’assurance-emploi. Premièrement, la pension de la Sécurité de la vieillesse est une subvention démographique visant les particuliers de 65 ans et plus (Baker, Gruber et Milligan, 2003) fondée sur les conditions canadiennes relatives à la résidence et au statut juridique; le montant annuel maximal de la pension de la Sécurité de la vieillesse s’élevait à 6 540 $ en 2012. Cependant, si le revenu annuel net de toutes provenances dépasse un montant établi au préalable, le bénéficiaire doit rembourser ses prestations de pension en tout ou en partie. En 2012, le seuil établi était de 69 562 $ et le taux d’imposition de récupération était de 15 %.

Deuxièmement, l’assurance-emploi est un programme d’assurance publique qui fournit des prestations financières temporaires aux personnes sans emploi, y compris des prestations régulières aux personnes ayant perdu leur emploi sans faute ou décision de leur part et des prestations de maladie aux personnes incapables de travailler en raison d’une maladie ou d’une blessure. Les particuliers ayant reçu des prestations régulières et dont le revenu net dépassait un seuil établi au préalable, qui s’élevait à 57 375 $ en 2012, pourraient avoir été tenus de rembourser soit 30 % de la part de leur revenu après impôt qui dépassait le seuil, soit la totalité des prestations régulières versées durant cet exercice financier, selon la plus faible de ces sommes.

Le 1^er janvier 2007, le gouvernement fédéral a mis en œuvre le fractionnement du revenu de pension, qui permet aux particuliers de fractionner avec leur conjoint le revenu versé par les pensions privées. Les bénéficiaires de pension qui fractionnent leur revenu (appelés ici les pensionnés) peuvent transférer jusqu’à 50 % de leur revenu de pension admissible à leur conjoint (destinataire) pour réduire le fardeau fiscal commun du couple. Pour les personnes de 65 ans et plus, le revenu admissible comprend les rentes, les paiements d’un fonds enregistré de revenu de retraite, les revenus d’un régime enregistré d’épargne-retraite et autres types de pension et de revenu de retraite. Cependant, pour les personnes de moins de 65 ans, le revenu admissible est limité aux paiements de régimes de pension agréés et à certaines prestations reçues à la suite du décès du conjoint. Comme cela a été mentionné plus tôt, ce transfert est théorique, c’est-à-dire qu’aucun transfert direct du revenu ni division de la propriété d’actifs n’a véritablement lieu. Pour déclarer le montant du revenu de pension à fractionner chaque année, les couples n’ont qu’à remplir un formulaire et à le joindre à leur déclaration de revenus.

4 Données et sélection de l’échantillon

La présente étude est fondée sur une analyse de la Banque de données administratives longitudinales (DAL), qui est un ensemble de données recueillies au moyen d’un panel qui constitue un échantillon représentatif de 20 % des déclarants canadiens. L’échantillon est tiré des données fiscales du fichier sur la famille T1 (FFT1) de l’Agence du revenu du Canada. Le FFT1 est un fichier transversal annuel contenant des renseignements sur l’ensemble des déclarants et de leur famille de recensement. Au Canada, les particuliers produisent chacun leur propre déclaration de revenus, mais les familles de recensement ont été créées dans le FFT1 à l’aide du numéro d’assurance sociale figurant sur le formulaire de déclaration de revenus de chaque personne ou en appariant les renseignements relatifs au nom, à l’adresse, à l’âge, au sexe et à l’état matrimonial des personnes. La DAL contient donc un large ensemble de variables sur l’appartenance démographique, les gains, le revenu, les impôts, les transferts, les crédits, les allocations et les épargnes des particuliers représentés et de leur conjoint. La DAL est mise à jour chaque année pour assurer une représentation transversale. Les données fiscales ne fournissent pas une mesure directe des taux marginaux d’imposition des particuliers. Pour surmonter ce problème, ces taux sont calculés à l’aide du Canadian Tax and Credit Simulator (CTaCS) de Milligan (2016).

Le tableau 1 présente les statistiques descriptives de l’échantillon utilisé dans cette analyse. En moyenne, les particuliers sont âgés de 64,1 ans, 52,0 % sont des femmes et 72,3 % sont mariés (c’est-à-dire mariés légalement ou vivant en union libre; voir la note de bas de page 2). En outre, le tableau montre qu’une part importante des particuliers a un revenu du travail (34,7 %) ou d’un travail autonome (9,1 %), un revenu d’investissement (44,6 %), un revenu de la Sécurité de la vieillesse (42,8 %) et un revenu de pension privée (38,9 %). La valeur moyenne des revenus imposables, en comptant uniquement les revenus positifs, est de 39 550 $, et la valeur médiane est de 28 300 $ (en dollars constants de 2012). Selon le CTaCS, la valeur moyenne du taux marginal d’imposition sur le revenu prévisible est de 22,1 %, et la valeur médiane est de 23,6 %.

La présente analyse porte sur tous les déclarants canadiens contenus dans la DAL, pour les années 2001 à 2012, qui étaient âgés de 60 à 69 ans lors de l’année de référence. Cette période a été choisie en vue de fournir un large intervalle d’observations aux fins d’analyse comparative au fil du temps. C’est au milieu de cette période, en 2007, qu’a eu lieu la réforme du code des impôts ayant débouché sur le fractionnement du revenu de pension. Ce groupe d’âge a été choisi afin de mettre l’accent sur les particuliers qui sont à la fois assez âgés pour recevoir un revenu de pension, puisqu’il s’agit d’une condition préalable au fractionnement du revenu de pension, et assez jeunes pour avoir encore un emploi, afin que les réactions à l’impôt en matière de revenu du travail soient plausibles. Plus précisément, l’âge de 60 ans est celui auquel des particuliers peuvent commencer à recevoir un revenu de pension publique, et c’est pour cette raison que cet âge est le repère constituant la limite inférieure de l’échantillon ciblé^Note . Les particuliers doivent commencer à recevoir leur revenu du régime de pension agréé parrainé par leur employeur avant la fin de l’exercice auquel ils atteignent l’âge de 69 ans; cet âge marque donc la limite supérieure de l’échantillon.

5 Résultats

La présente section est conçue de la façon suivante. Premièrement, une évaluation décrit dans quelle mesure les taux marginaux d’imposition réels changent réellement aux seuils analysés. L’analyse met l’accent sur la limite inférieure des deuxième, troisième et quatrième paliers d’imposition fédéraux, la limite inférieure des deuxième et troisième paliers d’imposition provinciaux et territoriaux, et les seuils de revenus auxquels les impôts de récupération commencent à s’appliquer aux prestations de la Sécurité de la vieillesse et d’assurance-emploi^Note . Les résultats sont présentés pour la totalité de la période analysée, et font la distinction entre la période qui précède et la période qui suit la mise en œuvre du fractionnement du revenu de pension. L’analyse de la concentration au seuil de l’impôt de récupération de la Sécurité de la vieillesse s’applique uniquement aux particuliers de 65 à 69 ans en raison de l’exigence d’admissibilité aux prestations de ce programme, et l’analyse de la concentration au seuil de l’impôt de récupération de l’assurance-emploi s’applique uniquement aux particuliers qui, selon les observations, reçoivent effectivement de telles prestations^Note .

Deuxièmement, l’analyse de la tendance à la concentration aux points d’inflexion convexes est présentée à la fois sous forme d’inspection graphique et selon un plan de densité empirique. Troisièmement, la manière dont la tendance à la concentration des particuliers relative à l’impôt a changé à la suite de la réforme sur le fractionnement du revenu de pension est évaluée. Quatrièmement, les résultats des essais de simulation qui examinent la manière dont les particuliers non soumis aux impôts de récupération de la Sécurité de la vieillesse et d’assurance-emploi se comportent autour de ces seuils sont présentés. La section se conclut par une analyse de l’hétérogénéité.

5.1 Variations des taux marginaux d’imposition réels

L’analyse de la concentration exploite les points d’inflexion convexes des ensembles budgétaires des particuliers. En raison du caractère progressif de l’impôt, les taux marginaux d’imposition des particuliers devraient augmenter de manière discontinue aux seuils analysés. Par conséquent, on s’intéresse au degré de variation qui est réellement observé dans les taux marginaux d’imposition des particuliers à ces seuils. Par exemple, Milligan (2009) a démontré que les barèmes de l’impôt sur le revenu au Canada sont des fonctions complexes combinant l’âge, la province ou le territoire de résidence, les sources de revenus, les caractéristiques du conjoint et d’autres facteurs susceptibles d’atténuer les effets des variations de l’impôt direct sur les taux marginaux d’imposition réels.

Pour étudier la question, les graphiques 1-1 et 1-2 illustrent comment les taux marginaux d’imposition réels des particuliers changent aux seuils analysés. Le graphique 1-1 représente la période avant la réforme, tandis que le graphique 1-2 représente la période après la réforme. Les taux d’imposition (axe vertical) sont calculés au moyen du Canadian Tax and Credit Simulator (CTaCS) (Milligan, 2016). La variable changeante (axe horizontal) correspond au revenu imposable relatif au seuil, tel que calculé par le CTaCS. Par exemple, dans la partie A, un particulier ayant un revenu réel égal à 0 a un revenu imposable égal à la limite inférieure du deuxième palier d’imposition fédéral. Chaque partie montre les valeurs moyennes des taux marginaux d’imposition réels pour toutes les tranches de 250 $ des revenus imposables se trouvant à l’intérieur d’un intervalle de 10 000 $ de part et d’autre du seuil. Chaque partie montre également les valeurs prédites selon le modèle de régression par les moindres carrés ordinaires (MCO) des taux marginaux d’imposition, que l’on calcule à partir d’une équation polynomiale sextique en revenu imposable par rapport au seuil. Dans chaque cas, l’équation suivante est estimée selon le modèle de régression par les MCO.

où $MT{R}_{it}$ est le taux marginal d’imposition réel pour chaque particulier $i$ à l’année $t$ calculé au moyen du programme CTaCS; $Y_{it}$ est le montant correspondant de revenu imposable; $T_t$ est le seuil du point d’inflexion convexe que l’on analyse; $1(\cdot )$ est une fonction indicatrice qui a une valeur de « 1 » si elle est vraie et de « 0 » dans le cas contraire; et ${\epsilon }_{it}$ est un résidu statistique. Le paramètre $\gamma$ représente l’augmentation du taux marginal d’imposition au seuil d’imposition. Utiliser le modèle de régression par les MCO pour estimer l’équation (1) pour chaque seuil revient à estimer la variation moyenne des taux marginaux d’imposition réels dans un plan expérimental de discontinuité de la régression paramétrique (Imbens et Lemieux, 2007; Lee et Lemieux, 2010). Comme on s’y attendait, les taux marginaux d’imposition réels ont tendance à augmenter considérablement à chaque seuil, même en tenant compte de facteurs d’atténuation potentiels issus d’autres dimensions du régime d’imposition.

Les graphiques montrent également que les taux marginaux d’imposition réels augmentent entre le deuxième et le troisième palier d’imposition et entre le troisième et le quatrième palier d’imposition en raison du caractère progressif de l’impôt. Cela est conforme aux hypothèses. L’augmentation des taux est particulièrement marquée aux seuils auxquels l’impôt de récupération commence à s’appliquer à la Sécurité de la vieillesse et à l’assurance-emploi, car ces programmes récupèrent une part importante des prestations; jusqu’à 15 % (Sécurité de la vieillesse) et 30 % (assurance-emploi). Enfin, comme on s’y attendait, une comparaison des deux graphiques semble indiquer que les variations de taux sont similaires à chaque période.

Les estimations du paramètre $\gamma$ de l’équation (1) produites au moyen du modèle de régression par les MCO sont présentées dans le tableau 2, selon la période et selon l’année. Les erreurs-types dans la présente analyse sont regroupées selon le particulier. La taille de chaque estimation varie au fil du temps dans l’analyse annuelle. Cette variation est probablement attribuable à la taille relativement restreinte de l’échantillon dans ces cas. Dans l’ensemble, les estimations correspondent aux hypothèses. Par exemple, on sait que les taux marginaux d’imposition ont augmenté d’un palier à l’autre : de 6 % à 7 % à la limite inférieure du deuxième palier d’imposition fédéral, de 4 % à la limite inférieure du troisième palier et de 3 % à la limite inférieure du quatrième palier. Le plan expérimental de discontinuité de la régression permet d’estimer que les variations des taux marginaux d’imposition réels s’élèvent à 6,097 % pour le deuxième palier d’imposition, à 3,893 % pour le troisième palier et à 2,652 % pour le quatrième palier.

5.2 Analyse de la concentration

Des inspections graphiques de la concentration aux seuils d’imposition sont présentées dans les graphiques 2-1 et 2-2. Le graphique 2-1 présente les données de la période avant la réforme, tandis que le graphique 2-2 présente les données ultérieures à la réforme. Chaque partie illustre la répartition du revenu imposable relativement au seuil d’imposition pertinent à l’intérieur d’un intervalle de 10 000 $ de part et d’autre de ce seuil. Chaque point montre le pourcentage de particuliers de l’échantillon dont le revenu imposable se situe dans une tranche de 250 $^Note . En outre, chaque partie montre la répartition hypothétique estimée, d’après la méthode de Chetty et coll. (2011)^Note . La présente analyse semble indiquer que les particuliers ont une certaine tendance à réagir aux augmentations discontinues de leur taux marginal d’imposition durant les deux périodes, car à la plupart des seuils d’imposition, une augmentation abrupte de la répartition du revenu imposable est observée.

Les répartitions du revenu imposable semblent présenter plus d’irrégularités à mesure que la taille de l’échantillon diminue. Par exemple, comparons les résultats du troisième palier d’imposition fédéral à ceux du quatrième palier d’imposition fédéral : l’échantillon est plus grand dans le premier cas que dans le deuxième. Les répartitions à proximité des seuils d’imposition provinciaux et territoriaux sont faussées par le fait que ces seuils varient d’une province ou d’un territoire à l’autre et sont assez proches d’autres points d’inflexion convexes qui pourraient eux aussi donner lieu à une concentration. Voilà les raisons pour lesquelles les résultats relatifs à la concentration aux seuils d’imposition provinciaux et territoriaux devraient être interprétés avec un peu plus de prudence que les autres résultats. Toutefois, la tendance à la concentration est notable dans tous les cas, malgré la possibilité que ces facteurs aient faussé l’analyse.

Une comparaison des résultats sur plusieurs périodes révèle que la majorité de la concentration a lieu durant la période ultérieure à la réforme. De 2001 à 2006, avant la mise en œuvre du fractionnement du revenu de pension, la concentration observée n’est pas très prononcée à la plupart des points d’inflexion convexes. Cela contraste grandement avec la concentration observée pour la période allant de 2007 à 2012, années où les répartitions accusent une augmentation très marquée aux points d’inflexion convexes.

Pour mieux quantifier la mesure de la concentration observée dans ces graphiques, les données du tableau 3 sont obtenues en utilisant l’estimateur de densité empirique de Chetty et coll. (2011) (voir la note de bas de page 8) pour estimer l’ampleur de la masse excédentaire à chaque seuil d’imposition. Ces résultats confirment que la concentration est plus marquée de 2007 à 2012 que de 2001 à 2006. Par exemple, à la suite de la mise en œuvre du fractionnement du revenu de pension, la concentration a augmenté de 15,8 fois à la limite inférieure du deuxième palier d’imposition fédéral, de 6,4 fois à la limite inférieure du troisième palier et de 2,4 fois à la limite inférieure du quatrième palier. Les résultats par année présentent légèrement plus d’irrégularités en raison des tailles d’échantillon plus petites. L’estimation de la répartition du revenu imposable est donc moins précise. Cependant, même dans ces cas, la concentration a continué à augmenter à la suite de la réforme. Cette augmentation est particulièrement apparente lorsque l’on compare les résultats au fil du temps aux deuxième et troisième paliers d’imposition fédéraux, de même qu’au seuil auquel entre en vigueur l’impôt de récupération de la Sécurité de la vieillesse, où les échantillons sont toujours d’une taille relativement importante.

5.3 L’effet du fractionnement du revenu de pension

Les résultats précédents démontrent que la réaction relative au revenu par rapport à l’imposition a changé de manière fondamentale de 2006 à 2007. Ce changement coïncide avec la mise en œuvre du fractionnement du revenu de pension. Pour évaluer plus en profondeur la mesure dans laquelle les résultats sont attribuables au fractionnement, la présente section délimite l’analyse autour de plusieurs marges de variation qui ont eu une incidence sur l’admissibilité des particuliers au fractionnement du revenu de pension.

Le tableau 4 reprend l’analyse précédente des particuliers, selon leur état matrimonial et l’éventualité où les particuliers, et leur conjoint s’ils sont mariés, reçoivent un revenu de pension privée. Les effets des points d’inflexion convexes sur les taux marginaux d’imposition réels sont indiqués dans la partie A, tandis que la concentration qui s’ensuit est indiquée dans la partie B. Les résultats montrent, tout d’abord, que les variations du taux marginal d’imposition réel sont largement uniformes d’un groupe à l’autre. Cela n’est guère surprenant, compte tenu du fait que l’unité d’imposition est le particulier. Les seuils d’imposition s’appliquent à tout le monde, peu importe leur état matrimonial. En outre, le code des impôts traite la plupart des types de revenus de manière égale; par conséquent, la provenance du revenu (par exemple, pensions privées ou autres sources) ne devrait pas avoir d’effet sur ces résultats^Note .

Malgré l’uniformité du traitement, la tendance à la concentration varie grandement d’un groupe à l’autre. Parmi les personnes non mariées, cette tendance est de faible ampleur, voire négligeable, sauf dans certains cas, notamment aux seuils d’imposition de la Sécurité de la vieillesse et de l’assurance-emploi et à la limite inférieure du troisième palier d’imposition provincial ou territorial. De même, les personnes mariées dont aucun membre du couple n’est pensionné et qui ne sont pas admissibles au fractionnement de leur revenu affichent une concentration à la plupart des seuils, mais dans une faible mesure. Plusieurs raisons peuvent expliquer pourquoi ces résultats pourraient être différents de ceux des personnes non pensionnées non mariées, y compris des différences dans le comportement de marché en réaction à l’impôt ou l’accès à d’autres méthodes de planification fiscale liées à l’état matrimonial. De plus, les résultats pourraient tout simplement être des estimations plus précises pour les personnes mariées, car 72,3 % des particuliers de l’échantillon sont soit légalement mariés, soit en union libre, comme le montre le tableau 1. La présente analyse montre également que la tendance à la concentration des personnes mariées dont au moins un membre du couple reçoit un revenu de pension privée est à la fois d’une assez grande ampleur et significative sur le plan statistique à tous les seuils d’imposition. Le statut de pensionné semble être un facteur important d’une réaction active aux variations des taux marginaux d’imposition, d’une manière prédite par le modèle type décrit plus haut. Cela correspond aux hypothèses relatives à l’incidence du fractionnement du revenu de pension sur les résultats.

Pour étudier plus en profondeur le rôle du fractionnement du revenu, le tableau 5 traite uniquement des personnes mariées, durant la période ultérieure à la réforme et permet d’examiner si, et de quelle manière, le programme de fractionnement du revenu est utilisé. Dans l’ensemble, les effets de l’augmentation du taux d’imposition sur les taux marginaux d’imposition réels sont très uniformes d’un groupe à l’autre, comme le montre la partie A. Les seules exceptions notables ont trait aux destinataires des transferts, qui reçoivent une fraction du revenu de pension de leur conjoint, à la limite inférieure du troisième palier d’imposition provincial ou territorial et au seuil du quatrième palier d’imposition fédéral. Cependant, la plupart des personnes à revenu élevé ont tendance à verser une part de leur revenu à leur conjoint plutôt que de recevoir une part du revenu de leur conjoint, et le manque de précision de ces estimations est en partie attribuable à la petite taille de l’échantillon. Cependant, comme le montre la partie B, la tendance à la concentration à tous les seuils d’imposition est presque entièrement attribuable aux particuliers qui utilisent le programme de fractionnement du revenu de pension.