Direction des études analytiques : documents de recherche
Les effets à long terme des régimes de pension d’employeur sur le rendement des investissements hors du milieu de travail

par Derek Messacar et René Morissette
11F0019M no 413
Date de diffusion : le 14 janvier 2019

Résumé

Quel est l’effet de disposer d’un régime de pension d’employeur (RPE) sur le rendement financier des investissements hors du milieu de travail? La présente étude fournit de nouveaux renseignements sur cette question empirique non résolue, et des données administratives relatives à plus de 345 000 déclarants au Canada y sont utilisées. Le présent document apporte deux contributions clés. Y est tout d’abord élaborée une approche permettant de déduire le rendement relatif des investissements. Cette démarche est fondée sur une analyse longitudinale des opérations financières d’épargne et des données sur le patrimoine relativement à l’utilisation d’un compte d’épargne libre d’impôt (CELI). L’analyse montre que les soldes d’actifs sont substantiellement hétérogènes entre les personnes présentant un historique d’épargne équivalent. Ensuite, il apparaît que la participation à un RPE augmente le rendement moyen des investissements dans le cadre d’autres plans d’épargne à fiscalité réduite, quoiqu’il s’agisse d’un montant très modeste d’environ 0,50 % à 1,25 % réparti sur cinq ans depuis le lancement du CELI. Ce résultat est suffisamment robuste pour accroître l’analyse en une approche à variables instrumentales exploitant la variation de la disponibilité des RPE pour toutes les cohortes, par sexe et secteur d’emploi, ce qui permet de contrôler la possibilité que les différences observées et non observées entre les personnes participant ou non à un RPE (comme le niveau de scolarité ou les connaissances financières) puissent influer sur les résultats.

Mots-clés : compétences financières; compte d’épargne libre d’impôt; données fiscales administratives; régime de pension d’employeur; rendement des investissements; variables instrumentales.

Sommaire

La présente étude examine les interconnexions entre la participation aux régimes de pension d’employeur (RPE) et le rendement des investissements dans le cadre d’instruments d’épargne hors du milieu de travail.

Plus particulièrement, l’étude apporte deux contributions. Y est tout d’abord élaborée une approche permettant de déduire le rendement relatif des investissements entre les déclarants. Cette approche est fondée sur une analyse de données longitudinales, qui est axée sur l’utilisation du compte d’épargne libre d’impôt (CELI).

Ensuite est évalué l’effet causal de la participation à un RPE sur le rendement relatif des investissements des déclarants dans le cadre du CELI. La prédiction théorique du signe de cet effet est ambiguë. Les déclarants qui savent qu’ils ont de la difficulté à économiser correctement par eux-mêmes choisissent de participer à un RPE. Les choix de portefeuilles de placements, les suggestions implicites, les conseils et les options par défaut inhérents à de nombreux régimes d’employeur peuvent réduire les coûts et les défis d’une épargne indépendante adéquate. Les RPE peuvent servir de substitut aux connaissances financières. Cependant, participer à un RPE peut inciter les personnes à connaître leur niveau d’épargne et à réfléchir plus tôt à leur bien-être futur à la retraite. Cela peut susciter davantage d’efforts d’amélioration des connaissances financières. Les résultats de l’analyse montrent que participer à un RPE stimule le rendement relatif des investissements. En particulier, participer à un RPE plusieurs années avant l’introduction du CELI est associé à une augmentation moyenne du taux de rendement des investissements dans le cadre d’un CELI d’environ 0,5 % à 1,25 % réparti sur cinq ans depuis le lancement du CELI. Bien que cet effet soit statistiquement significatif, son ampleur est économiquement très modeste. L’analyse tient compte de la possibilité que les différences observées et non observées entre les personnes participant ou non à un RPE (comme le niveau de scolarité ou les connaissances financières) puissent influer sur les résultats.

Les résultats de l’étude contribuent à la discussion sur la relation entre l’épargne offerte et le rendement financier.

1 Introduction

Quelle est la relation entre la participation à un régime de pension d’employeur (RPE) et le rendement financier des investissements hors du milieu de travail? La théorie économique fait des prédictions ambiguës de cette relation. Participer à un RPE peut, par exemple, aider les travailleurs à surmonter les problèmes de procrastination ou d’inertie et les inciter à réfléchir à leur épargne et à leur prospérité financière plus tôt au cours de leur vie (Madrian et Shea 2001, O’Neill 2007). Cela peut, à son tour, susciter davantage d’efforts d’amélioration des connaissances financières. Carroll et coll. (2009) ont montré que pousser les personnes à prendre des décisions actives en matière d’épargne accroît l’accumulation de richesses, particulièrement lorsque ces personnes ont suffisamment de connaissances financières pour prendre par elles-mêmes des décisions éclairées. Dans la mesure où les participants à un RPE sont sûrs de leur prospérité générale à la retraite, participer à un tel régime peut stimuler le rendement financier en leur permettant de prendre davantage de risques. Cela pourrait entraîner un meilleur rendement relatif des investissements (RRI) par rapport aux personnes ne participant pas à un RPE. Cependant, les choix de portefeuilles de placement, les suggestions implicites, les conseils et les options par défaut souvent associés aux programmes d’épargne des employeurs peuvent réduire les coûts et les défis d’une épargne adéquate et servir de substitut aux connaissances financières.

L’objectif de la présente étude est d’évaluer la relation entre la participation à un RPE et le rendement des investissements, afin de fournir de nouvelles données empiriques sur ces questions importantes. L’étude apporte en particulier deux contributions clés. Y est tout d’abord élaborée une approche permettant de calculer le RRI entre les personnes. Cette approche repose sur les données administratives longitudinales pour plus de 345 000 déclarants au Canada. Elle permet d’analyser les données sur les opérations financières à destination et en provenance d’un instrument d’épargne à fiscalité réduite, ainsi que les valeurs des actifs détenus dans ces comptes. En particulier, l’analyse est axée sur l’utilisation du compte d’épargne libre d’impôt (CELI), un régime qui a été lancé dans le cadre du budget fédéral canadien de 2008 et qui est entré en vigueur le 1er janvier 2009. Les cotisations au CELI sont versées après impôt, mais les revenus d’investissements s’accumulent à l’abri de l’impôt, et les retraits ne sont pas assujettis à l’impôt. Ce régime est comparable au compte de retraite individuel (IRA) aux États-Unis, par exemple. Cependant, les détendeurs d’un CELI peuvent effectuer des retraits à tout moment sans pénalité (et pas seulement une fois qu’ils sont à la retraite).

Un aspect administratif unique de ces régimes est le fait que l’Agence du revenu du Canada (ARC) recueille des renseignements non seulement sur les cotisations annuelles et les retraits des personnes, mais également sur leur solde d’actifs tels qu’ils sont directement déclarés par l’établissement financier émetteur. Ainsi, des renseignements sur les opérations financières et le patrimoine sont conjointement observés relativement aux CELI dans les données fiscales. Cette richesse de renseignements n’est pas accessible à partir des données administratives canadiennes pour tout autre instrument d’épargne imposable ou à fiscalité réduite. Les résultats de l’analyse montrent que les personnes présentant des historiques d’épargne équivalents déclarent des soldes d’actifs hétérogènes. De plus, de telles différences présentent des corrélations avec d’autres covariables d’une façon qui donne à penser que ces différences ne sont pas strictement aléatoires. Par exemple, les épargnants dont les RRI sont plus élevés tendent à être plus âgés, à être des femmes et à toucher un revenu positif de placements et de gains en capital.

La deuxième contribution de l’étude est d’estimer l’effet de la participation à un RPE sur les RRI selon une conception quasi expérimentale. L’analyse exploite, en particulier, la variation des taux de participation aux RPE entre les cohortes, par sexe et secteur d’emploi (ces variables étant directement observées dans les données fiscales depuis 2000), en tant que variables instrumentales (VI) de la participation à un RPE, afin de relever de manière crédible l’effet d’intérêt. L’approche avec VI contrôle la possibilité que les différences observées et non observées entre les personnes participant ou non à un RPE (comme le niveau de scolarité ou les connaissances financières) puissent influer sur les résultats. Cela suppose que les taux de participation varient de façon exogène du point de vue des travailleurs, du fait de changements de disponibilité des RPE au fil du temps selon les secteurs et la composition de la main-d’œuvre. Selon les résultats de l’analyse, la participation à un RPE présente un effet positif qui est statistiquement significatif mais économiquement très modeste sur le rendement des investissements; ainsi, le taux de rendement moyen d’autres régimes d’épargne à fiscalité réduite, réparti sur cinq ans, a augmenté d’environ 0,50 % à 1,25 % depuis le lancement du CELINote .

La présente étude fait référence à plusieurs documents inter-reliés. Le premier document porte sur les déterminants du rendement des investissements financiers et sur son effet sur l’épargne. D’autres études ont, par exemple, étudié l’hétérogénéité des rendements du patrimoine, comme l’utilisation de produits sophistiqués d’épargne. Ces documents comprennent ceux de Curcuru et coll. (2005) et de Campbell (2006). De façon plus générale, une importante documentation sur l’économie du rendement du patrimoine est largement motivée par la croissance disproportionnée de la richesse au sommet de la répartition aux États-Unis au cours des dernières décennies. Des études plus anciennes ont pris en compte les rôles du revenu du travail et du capital humain pour expliquer l’évolution de la répartition des richesses (Aiyagari 1994; Huggett 1996; Castaneda, Díaz-Giménez et Ríos-Rull 1998, 2003). Des études plus récentes portaient sur les effets du rendement hétérogène du capital financier et physique (Benhabib, Bisin et Zhu 2011; Gabaix et coll. 2016; Benhabib et Bisin 2016). Alors que ces modèles peuvent expliquer les variations rapides de l’inégalité des richesses, semblables à celles observées dans les données, ils nécessitent des hypothèses telles que la constance du rendement au cours du temps ou sa corrélation avec la richesse (Fagereng et coll. 2016). Se pose en conséquence la question sur la mesure dans laquelle le rendement du patrimoine est systématique dans la pratique. En utilisant des données de l’Enquête sur la santé et la retraite aux États-Unis, par exemple, Venti et Wise (1998) ont montré que la variation du patrimoine est substantielle, même après contrôle du revenu gagné tout au long de la vie et des circonstances personnelles. Ils ont également souligné que le choix (c.-à-d. les différents goûts en matière d’épargne) et le hasard ont également une incidence sur l’accumulation des richesses. Cependant, des enjeux, tels que les erreurs de mesure et de faibles taux de réponse pour les données d’enquête, influent sur la capacité à répondre directement à cette question (Fagereng et coll. 2016). La présente étude fournit de nouveaux renseignements sur cette question, à l’aide de données administratives relatives à l’impôt sur le revenu au Canada.

L’étude fait ensuite référence aux documents de finances publiques relatifs aux effets des RPE sur les résultats de l’épargne privée. Ces recherches estiment de manière prédominante la mesure dans laquelle les cotisations de retraite des employeurs empiètent sur les autres comptes imposables et à fiscalité réduite (Poterba, Venti et Wise 1994, 1995; Engen, Gale et Scholz 1994, 1996; Alessie, Kapteyn et Klijn 1997; Engen et Gale 2000; Euwals 2000; Benjamin 2003; Engelhardt et Kumar 2011; Beshears et coll. 2014; Chetty et coll. 2014; Messacar 2015, 2017a). Comme l’explique Bernheim (2002), les résultats de ces travaux sont sujets à controverse et mixtes pour diverses raisons, notamment le manque de données fiables et de stratégies d’estimation crédibles. La présente étude est la première connue à envisager l’effet des RPE sur le rendement de l’épargne plutôt que sur les taux d’épargne.

L’étude se divise de la façon suivante. La section 2 résume des caractéristiques clés du cadre institutionnel, afin de fournir le contexte de l’analyse. La section 3 décrit l’ensemble de données et la sélection de l’échantillon. La section 4 passe en revue la méthodologie de calcul du RRI à partir des opérations financières et des données sur les actifs provenant des CELI. La section 5 présente les résultats empiriques de l’effet des RPE sur les compétences financières. Enfin, la conclusion est présentée à la section 6.

2 Cadre institutionnel

Trois instruments courants présentant des avantages fiscaux sont à la disposition des déclarants canadiens. Le premier instrument est le régime de pension agréé (RPA). Il s’agit d’un régime offert par l’employeur qui peut être à prestations déterminées, à cotisations déterminées ou hybride. La part des cotisations de l’employé à ce régime est déductible d’impôt, et la part de l’employeur n’est pas imposable. Dans les données administratives du T1, l’épargne totale de RPA peut être directement observée par l’intermédiaire d’une variable intitulée le « facteur d’équivalence » (FE). Pour les régimes à cotisations déterminées, le FE est simplement la somme des cotisations de l’employeur et de l’employé versées au cours de l’année de référence. Pour les régimes à prestations déterminées, le FE convertit, au moyen des hypothèses actuarielles standards, les prestations de retraite accumulées au cours de l’année de service précédente en un montant d’une valeur actuelle. Puisque le FE est communiqué chaque année aux employés, ces derniers ont une façon transparente et simple de connaître approximativement le montant qu’ils ont épargné dans leur RPE au cours de l’année précédenteNote .

Le deuxième instrument est le régime enregistré d’épargne-retraite (REER). Il s’agit d’un régime à cotisations déterminées qu’une personne crée et conserve auprès d’un établissement financier. Ce régime présente des incitations à épargner dégressives. Les cotisations sont déductibles d’impôt, et le revenu est imposé au moment du retrait. Alors que le REER incite à l’épargne pour la retraite sous forme d’une retenue d’impôt, les fonds peuvent en être retirés à tout moment sans pénalité. Cela diffère de régimes comparables d’autres pays. L’IRA impose, par exemple, une pénalité directe de 10 % sur les retraits effectués par des titulaires de compte âgés de moins de 59,5 ans. Comme l’ont montré Mawani et Paquette (2011), le REER est souvent utilisé à des fins d’épargne préventive de lissage du revenu.

Le troisième instrument est le CELI, qui a été lancé dans le cadre du budget fédéral canadien de 2008 et qui est entré en vigueur le 1er janvier 2009. De manière similaire au IRA Roth aux États-Unis, le CELI est une incitation à épargner concentrée en fin de période. Les cotisations sont versées à partir du revenu après impôt, mais les revenus de placement s’accumulent à l’abri de l’impôt, et le revenu retiré n’est pas assujetti à l’impôt. Ce revenu n’empiète donc pas sur l’admissibilité aux systèmes de retraite publique, comme la Sécurité de la vieillesse, ou les montants de ces prestations. Messacar (2017b) a montré que le REER et le CELI sont des instruments d’épargne largement utilisés par les déclarants canadiens. Cependant, l’épargne à court terme (non liée à la retraite) est probablement plus importante dans le cadre du CELI, comme le montre la tendance supérieure à retirer des fonds après seulement quelques années. Comme il a été mentionné précédemment, un aspect unique du CELI est le fait que les établissements financiers déclarent la valeur des cotisations, les retraits et les soldes d’actifs chaque année directement à l’ARC. Le solde des actifs est fondé sur une évaluation de la juste valeur marchande (JVM). Il s’agit d’une occasion unique d’observer à la fois les opérations financières et des renseignements sur la richesse. Cela n’est pas possible pour tout autre régime d’épargne sans devoir se fier aux enquêtes auprès des ménages.

3 Données et sélection de l’échantillon

La présente étude est fondée sur une analyse conduite de 2000 à 2013 de la Banque de données administratives longitudinales (banque DAL) de Statistique Canada. La banque DAL est un fichier de panel comprenant un échantillon de 20 % des déclarations de revenu de particuliers déposées chaque année auprès de l’ARC. Ces données fournissent un vaste éventail de variables relatives aux caractéristiques démographiques, aux revenus, aux impôts et aux transferts ainsi qu’à l’épargne dans des comptes (enregistrés) à fiscalité réduite. De plus, l’ensemble de données est complété chaque année pour veiller à l’exactitude de la représentation transversale.

La banque DAL contient des renseignements détaillés sur l’utilisation de CELI : cotisations annuelles, retraits et JVM des actifs totaux détenus dans les comptes au 31 décembre de l’année de référence. La JVM désigne « le montant en dollars qu’il est raisonnable de supposer qui sera échangé entre un acheteur et un vendeur consentants pour un bien » (Statistique Canada 2015, p. 149). Les établissements financiers déclarent directement cette valeur à l’ARC. Cela signifie qu’elle est indépendante des évaluations personnelles que font les déclarants de leur situation financière, du rendement de leurs placements et de leur bien-être.

Les restrictions suivantes sont imposées à l’échantillon. Premièrement, la période est limitée aux années d’imposition de 2000 à 2013, inclusivement. Cela comprend la première année pour laquelle des données sur le secteur d’emploi des travailleurs (particulièrement important pour l’analyse empirique) sont disponibles, jusqu’à la dernière année pour laquelle des données étaient disponibles au début de la présente étude. Deuxièmement, parce que le RRI est déduit des historiques de cotisations et de retraits des CELI ainsi que des soldes d’actifs, l’échantillon comprend uniquement des déclarants ayant utilisé cet instrument d’épargne au moins une fois, selon les observations. Troisièmement, les déclarants devaient être âgés d’au moins 25 ans en 2000 et d’au plus 55 ans en 2013. Ainsi, l’analyse est axée sur les déclarants qui sont suffisamment âgés pour être employés, mais qui n’ont (généralement) pas atteint l’âge pour prendre une retraite anticipée. Quatrièmement, des observations sur les déclarants (qui devaient être employés) devaient être faites chaque année entre 2000 et 2008. L’accent porté sur des déclarants employés permet d’évaluer la façon dont la participation à un RPE influe sur le RRI. Se limiter à un panel équilibré permet de veiller à ce que l’attrition n’influe pas sur la comparaison inter-temporelle des résultats. Ces questions sont abordées ci-après de façon plus approfondie. Environ 90 % des observations satisfont à ces exigences; l’échantillon final est donc relativement représentatif de tous les utilisateurs de CELI.

La présente étude analyse les résultats de l’épargne pour plus de 345 000 déclarants. Le tableau 1 présente les statistiques descriptives de cet échantillon. Les déclarants étaient âgés d’environ 47 ans en moyenne. En outre, 56 % d’entre eux étaient des femmes, 44 % étaient des hommes, 77 % étaient mariés ou en union libre, 40 % étaient syndiqués et 55 % participaient à un RPE.


Tableau 1
Statistiques descriptives
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Statistiques descriptives Échantillon de l’étude, Tous les travailleurs participant à un RPE et Tous les travailleurs, calculées selon années, pourcentage et en dollars constants de 2013 unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Échantillon de l’étude Tous les travailleurs participant à un RPE Tous les travailleurs
années
Données démographiques
Âge 47,0 46,4 46,2
pourcentage
Femmes 56,5 51,1 49,7
Hommes 43,5 48,9 50,3
Personnes mariées 76,8 77,4 76,5
Secteur d’emploi (code du SCIAN)
Agriculture, foresterie, pêche et chasse (1) 1,1 0,2 1,5
Extraction minière, exploitation en carrière et extraction de pétrole et de gaz; services publics; construction (2) 7,3 7,8 8,7
Fabrication (3) 10,8 11,5 11,7
Commerce de gros; commerce de détail; transport et entreposage (4) 16,7 13,4 18,9
Industrie de l’information et industrie culturelle; finance et assurances; services immobiliers et services de location et de location à bail; services professionnels, scientifiques et techniques; gestion de sociétés et d’entreprises; services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d’assainissement (5) 22,7 16,7 20,5
Services d’enseignement; soins de santé et assistance sociale (6) 20,0 25,6 17,9
Arts, spectacles et loisirs; services d’hébergement et de restauration (7) 3,9 1,4 5,3
Autres services (sauf les administrations publiques) (8) 3,4 1,7 3,8
Administrations publiques (9) 14,2 21,8 11,7
Caractéristiques de l’emploi
Personnes syndiquées 40,3 61,5 36,5
Personnes participant à un régime de pension d’employeur 54,8 100,0 45,9
Sources de revenu
Revenu d’emploi 99,3 99,8 98,7
Revenu des investissements 37,5 23,9 20,3
Gains en capital 15,5 9,4 7,5
Revenu d’assurance-emploi 9,1 9,4 12,0
Revenu d’assistance sociale 0,6 0,4 1,9
Revenu total 99,7 99,9 99,6
en dollars constants de 2013
Niveaux de revenu conditionnel
Revenu d’emploi 72 700 74 150 60 300
Revenu des investissements 1 450 900 1 150
Gains en capital 4 750 2 850 4 350
Revenu d’assurance-emploi 6 100 5 850 6 250
Revenu d’assistance sociale 6 050 4 900 6 250
Revenu total 81 850 78 900 66 400
Comptes d’épargne libre d’impôt
Cotisations nettes 2 250 900 800
Juste valeur marchande 11 600 4 050 3 450
pourcentage
Allocations
Allocation pour frais médicaux 17,2 15,6 15,9

Parce que l’échantillon est limité à des personnes ayant utilisé un CELI au moins une fois, les niveaux de revenu sont relativement élevés. Par exemple, la valeur moyenne du revenu de travail était de 72 700 $ en 2013. De plus, environ 38 % des personnes de cet échantillon touchaient un revenu de placements et 16 %, des gains en capital. En revanche, moins de 1 % de ces personnes recevaient un revenu d’assistance sociale. Ainsi, les restrictions de l’échantillon tendent à centrer l’analyse sur des déclarants relativement aisés. Le tableau montre également, par exemple, que le revenu total moyen pour l’échantillon de l’étude s’élevait à 81 850 $ en 2013, par rapport à une moyenne de 66 400 $ pour la population entière.

Malgré les différences de revenu, cet échantillon est bien équilibré quant aux caractéristiques démographiques, comme l’âge, l’état matrimonial, le secteur d’emploi, le statut syndical et (dans une mesure légèrement moindre) la participation à un RPE. Du fait des critères de sélection imposés, l’échantillon de l’étude présente des cotisations nettes aux CELI et des soldes d’actifs comparativement élevés par rapport à la population générale.

Parce que l’analyse empirique exploite la variation des taux de participation aux RPE, le tableau effectue également une vérification de mise en équilibre entre l’échantillon de l’étude et tous les participants à un RPE. Dans ce cas, les caractéristiques démographiques et de revenu sont relativement similaires, excepté que l’échantillon de l’étude reçoit un revenu de placements et des gains en capital relativement élevés. La différence la plus notable est le taux de syndicalisation, qui est simplement le résultat des participants à un RPE plus susceptibles d’être syndiqués. Des recherches futures pourront étudier la mesure dans laquelle les résultats de l’étude peuvent se généraliser à une population plus vaste. Néanmoins, la présente étude fait partie des premières à prendre en compte la relation entre les RPE, le rendement des investissements et l’épargne-retraite, ainsi qu’à proposer une nouvelle approche empirique à cette fin.

4 Calcul du rendement relatif des investissements

Le RRI de l’épargne hors du milieu de travail est fondé sur une analyse des données administratives relatives aux opérations financières et à la valeur des actifs des CELI. En particulier, la JVM des CELI de 2013 de chaque déclarant est comparée à la JVM moyenne de tous les déclarants présentant des historiques de cotisations et de retraits identiques depuis le lancement de cet instrument d’épargne. Est désignée par A it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGbbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@391E@  la JVM totale des actifs, par C it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGdbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@3920@ , la valeur totale des cotisations et par W it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGxbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@3934@ , la valeur totale des retraits de la personne i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbaaaa@3705@  au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqr1ngB PrgifHhDYfgasaacH8YjY=vipgYlh9vqqj=hEeeu0xXdbba9frFj0= OqFfea0dXdd9vqai=hGuQ8kuc9pgc9q8qqaq=dir=f0=yqaiVgFr0x fr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaa aaa8qacaWG0baaaa@38BA@ , agrégés pour tous les CELI détenus. Le modèle statistique estimé est le suivant :

A i,2013 =α+ t=2009 2013 { β t C it δ t W it }+ θ i,2013    (1) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGbbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaGcpeGaeyypa0JaeqySdeMaey4kaSYaaybCae qal8aabaWdbiaadshacqGH9aqpcaaIYaGaaGimaiaaicdacaaI5aaa paqaa8qacaaIYaGaaGimaiaaigdacaaIZaaan8aabaWdbiabggHiLd aakmaacmaapaqaa8qacqaHYoGypaWaaWbaaSqabeaapeGaamiDaaaa kiaadoeapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaamiDaaWdaeqaaOWdbiabgk HiTiabes7aK9aadaahaaWcbeqaa8qacaWG0baaaOGaam4va8aadaWg aaWcbaWdbiaadMgacaWG0baapaqabaaak8qacaGL7bGaayzFaaGaey 4kaSIaeqiUde3damaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGim aiaaigdacaaIZaaapaqabaaaaa@60EE@

Les estimations β ^ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHYoGypaGbaKaadaahaaWcbeqaa8qacaWG0baaaaaa@390D@  et δ ^ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaH0oazpaGbaKaadaahaaWcbeqaa8qacaWG0baaaaaa@3911@  (le circonflexe désigne une valeur estimée) de l’équation 1 expriment les effets moyens de chaque dollar cotisé à un CELI ( β ^ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHYoGypaGbaKaadaahaaWcbeqaa8qacaWG0baaaaaa@390D@ ) et retiré ( δ ^ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaH0oazpaGbaKaadaahaaWcbeqaa8qacaWG0baaaaaa@3911@ ) d’un CELI au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@3710@  sur la JVM des actifs de la dernière année au sein de l’échantillon. La variation de l’effet de chaque dollar épargné est permise selon l’année. Cela est particulièrement pertinent, puisque le CELI a été lancé lors de la période de récession économique mondiale de 2008-2009. De plus, cette méthode n’impose pas d’hypothèses sur le taux de rendement moyen pour toute la population, mais elle a plutôt recours à une approche paramétrique souple.

Pour obtenir une mesure du rendement financier relatif, la valeur résiduelle (normalisée standard) de l’équation 1 est calculée de la façon suivante :

Θ i,2013 θ ^ i,2013 E[ θ ^ i,2013 ] Var[ θ ^ i,2013 ]    (2) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqr1ngB PrgifHhDYfgasaacH8YjY=vipgYlh9vqqj=hEeeu0xXdbba9frFj0= OqFfea0dXdd9vqai=hGuQ8kuc9pgc9q8qqaq=dir=f0=yqaiVgFr0x fr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaa aaa8qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGim aiaaigdacaaIZaaapaqabaGcpeGaeyyyIO7aaSaaa8aabaWdbiqbeI 7aX9aagaqcamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaGcpeGaeyOeI0Iaaeyramaadmaapaqaa8qacu aH4oqCpaGbaKaadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaGGSaGaaGOmaiaaicda caaIXaGaaG4maaWdaeqaaaGcpeGaay5waiaaw2faaaWdaeaapeWaaO aaa8aabaWdbiaabAfacaqGHbGaaeOCamaadmaapaqaa8qacuaH4oqC paGbaKaadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaGGSaGaaGOmaiaaicdacaaIXa GaaG4maaWdaeqaaaGcpeGaay5waiaaw2faaaWcbeaaaaaaaa@5D0B@

Par conséquent, Θ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3C1B@  est une mesure de rendement relatif propre à la personne, qui, selon sa construction, ne s’explique pas par les historiques de cotisations et de retraits. Pour contrôler les observations de valeurs aberrantes de la régression de prédiction, θ ^ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaH4oqCpaGbaKaadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaGGSaGaaGOmaiaa icdacaaIXaGaaG4maaWdaeqaaaaa@3CC3@  est tronqué aux centiles 0,1 et 99,9. Le choix de seuils de troncature n’a aucune incidence sur les résultats de l’étude. Quatre principaux facteurs sont susceptibles d’expliquer les différences de RRI entre les personnes :

Cela peut être modélisé formellement de la façon suivante : Θ it f( X it , Z it , ϵ it ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaak8qacqGH HjIUcaWGMbWaaeWaa8aabaWdbiaadIfapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPb GaamiDaaWdaeqaaOWdbiaacYcacaWGAbWdamaaBaaaleaapeGaamyA aiaadshaa8aabeaak8qacaGGSaWefv3ySLgznfgDOfdaryqr1ngBPr ginfgDObYtUvgaiuGacqWF1pG8paWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaamiD aaWdaeqaaaGcpeGaayjkaiaawMcaaaaa@5414@ , où X it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@3935@  représente les variables observées, Z it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGAbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaaa@3937@  les variables non observées et ϵ it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaWefv3ySLgznf gDOfdaryqr1ngBPrginfgDObYtUvgaiuGaqaaaaaaaaaWdbiab=v=a Y=aadaWgaaWcbaWdbiaadMgacaWG0baapaqabaaaaa@4453@  les variables particulières. La question de la variation des évaluations des établissements financiers est ignorée sans présenter de risque dans ce scénario, le secteur financier canadien étant principalement constitué d’un petit nombre de grands établissements (bien placés pour évaluer les valeurs des actifs), par rapport à d’autres pays.

Les compétences financières désignent la mesure dans laquelle les choix financiers des personnes correspondent à ceux qu’ils feraient si elles comprenaient bien l’ensemble des occasions à leur disposition (Ambuehl, Bernheim et Lusardi 2014, p. 1). Cela peut inclure la connaissance de stratégies optimales (p. ex. la diversification) et de produits d’épargne sophistiqués. Les épargnants peuvent détenir une grande variété de placements au sein d’un CELI, notamment des espèces, des certificats de placement garantis, des obligations, des actions et des fonds communs de placement. Le recours à des conseils ou planificateurs financiers peut également avoir une incidence sur le rendement relatif des investissements, même si le degré auquel les conseils remplacent des connaissances financières n’est pas toujours clair. Plusieurs études ont révélé que ces deux aspects étaient complémentaires (United States Government Accountability Office [GAO] 2011, Collins 2012), peut-être parce que des conseils sans connaissances peuvent entraîner un surinvestissement dans les produits gérés par les conseillers. Les préférences en matière de risque influent directement sur le rendement relatif; ainsi, le taux de rendement moyen des investissements augmente avec le niveau de risque.

Le graphique 1 représente la répartition de Θ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3C1B@  dans un domaine à cinq écarts types. L’analyse présente deux attributs distinctifs. Tout d’abord, la répartition présente un pic lorsqu’une petite fraction de l’échantillon (environ 8 %) possède une valeur d’actifs environ égale à la somme des cotisations moins les retraits. En matière de robustesse, l’analyse tient compte de la variation des principaux résultats de l’étude en excluant ces épargnants. Ensuite, le reste des épargnants présentent une hétérogénéité importante.

Graphique 1 Répartition du taux de RRI

Tableau de données du graphique 1
Tableau de données pour graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données pour graphique 1. Les données sont présentées selon Taux de RRI (normalisé standard) (titres de rangée) et Répartition, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux de RRI (normalisé standard) Répartition
pourcentage
-2,495 0,0107465
-2,485 0,0083584
-2,475 0,0098509
-2,465 0,0098509
-2,455 0,0080598
-2,445 0,0128361
-2,435 0,0122390
-2,425 0,0104479
-2,415 0,0125375
-2,405 0,0098509
-2,395 0,0152242
-2,385 0,0137316
-2,375 0,0140301
-2,365 0,0116420
-2,355 0,0119405
-2,345 0,0155227
-2,335 0,0119405
-2,325 0,0128361
-2,315 0,0098509
-2,305 0,0107465
-2,295 0,0131346
-2,285 0,0104479
-2,275 0,0122390
-2,265 0,0104479
-2,255 0,0131346
-2,245 0,0080598
-2,235 0,0170152
-2,225 0,0158212
-2,215 0,0128361
-2,205 0,0158212
-2,195 0,0229855
-2,185 0,0295528
-2,175 0,0331349
-2,165 0,0286572
-2,155 0,0220899
-2,145 0,0226870
-2,135 0,0232840
-2,125 0,0229855
-2,115 0,0244780
-2,105 0,0241795
-2,095 0,0214929
-2,085 0,0205974
-2,075 0,0217914
-2,065 0,0247766
-2,055 0,0217914
-2,045 0,0167167
-2,035 0,0188063
-2,025 0,0173137
-2,015 0,0194033
-2,005 0,0208959
-1,995 0,0202989
-1,985 0,0229855
-1,975 0,0223885
-1,965 0,0191048
-1,955 0,0253736
-1,945 0,0223885
-1,935 0,0208959
-1,925 0,0197018
-1,915 0,0304483
-1,905 0,0250751
-1,895 0,0271647
-1,885 0,0205974
-1,875 0,0229855
-1,865 0,0232840
-1,855 0,0244780
-1,845 0,0250751
-1,835 0,0217914
-1,825 0,0277617
-1,815 0,0247766
-1,805 0,0334334
-1,795 0,0259706
-1,785 0,0292543
-1,775 0,0361200
-1,765 0,0400007
-1,755 0,0358215
-1,745 0,0385082
-1,735 0,0432844
-1,725 0,0600011
-1,715 0,0752252
-1,705 0,0973152
-1,695 0,0698520
-1,685 0,0546278
-1,675 0,0423888
-1,665 0,0417918
-1,655 0,0391052
-1,645 0,0385082
-1,635 0,0346275
-1,625 0,0388067
-1,615 0,0402992
-1,605 0,0725386
-1,595 0,0489561
-1,585 0,0438814
-1,575 0,0510457
-1,565 0,0453739
-1,555 0,0483591
-1,545 0,0477621
-1,535 0,0507472
-1,525 0,0525383
-1,515 0,0411948
-1,505 0,0447769
-1,495 0,0504487
-1,485 0,0510457
-1,475 0,0552249
-1,465 0,0513442
-1,455 0,0444784
-1,445 0,0582100
-1,435 0,0534338
-1,425 0,0552249
-1,415 0,0555234
-1,405 0,0617922
-1,395 0,0608966
-1,385 0,0683594
-1,375 0,0638817
-1,365 0,0650758
-1,355 0,0671654
-1,345 0,1847794
-1,335 0,0949271
-1,325 0,0716431
-1,315 0,0677624
-1,305 0,0695535
-1,295 0,0638817
-1,285 0,0692550
-1,275 0,0695535
-1,265 0,0746282
-1,255 0,0659713
-1,245 0,0656728
-1,235 0,0910464
-1,225 0,0779118
-1,215 0,0898524
-1,205 0,0856732
-1,195 0,0955241
-1,185 0,1331367
-1,175 0,3791113
-1,165 0,2149292
-1,155 0,1203007
-1,145 0,0994048
-1,135 0,1038825
-1,125 0,0964196
-1,115 0,0970167
-1,105 0,1086587
-1,095 0,1062706
-1,085 0,1197036
-1,075 0,1191066
-1,065 0,1167185
-1,055 0,1382114
-1,045 0,1426891
-1,035 0,1358233
-1,025 0,1405995
-1,015 0,1444802
-1,005 0,1417936
-0,995 0,1659731
-0,985 0,1626895
-0,975 0,1597044
-0,965 0,1471668
-0,955 0,1391070
-0,945 0,1388085
-0,935 0,1388085
-0,925 0,1686597
-0,915 0,1653761
-0,905 0,1570177
-0,895 0,1617939
-0,885 0,1603014
-0,875 0,1591073
-0,865 0,1728389
-0,855 0,2074664
-0,845 0,2689600
-0,835 0,2247801
-0,825 0,2241831
-0,815 0,2659749
-0,805 0,2334370
-0,795 0,2074664
-0,785 0,1997051
-0,775 0,1937348
-0,765 0,1937348
-0,755 0,2095560
-0,745 0,2182129
-0,735 0,2408998
-0,725 0,2731392
-0,715 0,2832887
-0,705 0,3173191
-0,695 0,3068712
-0,685 0,2653779
-0,675 0,2411983
-0,665 0,2677660
-0,655 0,3047816
-0,645 0,3149310
-0,635 0,3373195
-0,625 0,2823931
-0,615 0,2961247
-0,605 0,3011994
-0,595 0,3603050
-0,585 0,3271700
-0,575 0,3406031
-0,565 0,3543347
-0,555 0,3764246
-0,545 0,5973241
-0,535 0,6447877
-0,525 0,4516499
-0,515 0,4417990
-0,505 0,5471740
-0,495 0,5400097
-0,485 0,5280691
-0,475 0,5074718
-0,465 0,5588160
-0,455 0,6077721
-0,445 0,6131453
-0,435 0,6116527
-0,425 0,6218022
-0,415 0,6400115
-0,405 0,6480713
-0,395 0,7035947
-0,385 0,9203150
-0,375 0,9537484
-0,365 1,0038990
-0,355 1,0904670
-0,345 1,1265870
-0,335 1,2797240
-0,325 1,3979360
-0,315 1,4746530
-0,305 1,8976460
-0,295 2,5212390
-0,285 7,8526780
-0,275 2,3782520
-0,265 1,6916720
-0,255 1,1836030
-0,245 0,9827042
-0,235 0,9644949
-0,225 0,7471775
-0,215 0,7047887
-0,205 0,7080724
-0,195 0,6722509
-0,185 0,6877735
-0,175 0,6301605
-0,165 0,5292632
-0,155 0,4964268
-0,145 0,4782175
-0,135 0,4474707
-0,125 0,4615008
-0,115 0,7164307
-0,105 0,6522505
-0,095 0,5197108
-0,085 0,4991134
-0,075 0,4038878
-0,065 0,3704544
-0,055 0,3417972
-0,045 0,3400061
-0,035 0,3283641
-0,025 0,2982143
-0,015 0,2832887
-0,005 0,2823931
0,005 0,2734377
0,015 0,2614972
0,025 0,2537359
0,035 0,2576165
0,045 0,2743333
0,055 0,2429894
0,065 0,2450790
0,075 0,2334370
0,085 0,2295564
0,095 0,2322430
0,105 0,2143322
0,115 0,2206010
0,125 0,2277653
0,135 0,2241831
0,145 0,2047798
0,155 0,1952274
0,165 0,2220935
0,175 0,2191084
0,185 0,2017947
0,195 0,2000036
0,205 0,2083619
0,215 0,2241831
0,225 0,1988095
0,235 0,1994065
0,245 0,2403028
0,255 0,1931378
0,265 0,1982125
0,275 0,2077649
0,285 0,1991080
0,295 0,1829883
0,305 0,1919437
0,315 0,1928393
0,325 0,1970185
0,335 0,1988095
0,345 0,2182129
0,355 0,2361236
0,365 0,2743333
0,375 0,3462749
0,385 0,3588124
0,395 0,3023935
0,405 0,2546314
0,415 0,2594076
0,425 0,2677660
0,435 0,3083637
0,445 0,3104533
0,455 0,3032890
0,465 0,3874696
0,475 0,2985128
0,485 0,2955277
0,495 0,2558255
0,505 0,2447805
0,515 0,2167203
0,525 0,2185114
0,535 0,2683630
0,545 0,2582136
0,555 0,2164218
0,565 0,1919437
0,575 0,1946304
0,585 0,1877646
0,595 0,1782122
0,605 0,1898541
0,615 0,1829883
0,625 0,1794062
0,635 0,1698538
0,645 0,1680627
0,655 0,1779136
0,665 0,1579133
0,675 0,1614954
0,685 0,1659731
0,695 0,1728389
0,705 0,1964214
0,715 0,2026902
0,725 0,2400043
0,735 0,2465716
0,745 0,1859735
0,755 0,1558237
0,765 0,1829883
0,775 0,1749285
0,785 0,1588088
0,795 0,1534356
0,805 0,1635850
0,815 0,1355248
0,825 0,1423906
0,835 0,1289575
0,845 0,1232858
0,855 0,1337337
0,865 0,1268679
0,875 0,1203007
0,885 0,1247784
0,895 0,1220917
0,905 0,1131364
0,915 0,1289575
0,925 0,1253754
0,935 0,1232858
0,945 0,1298531
0,955 0,1173155
0,965 0,1038825
0,975 0,1244798
0,985 0,1352263
0,995 0,1194051
1,005 0,1152259
1,015 0,1107483
1,025 0,1238828
1,035 0,1197036
1,045 0,1208977
1,055 0,1071661
1,065 0,1194051
1,075 0,1149274
1,085 0,1271665
1,095 0,1334352
1,105 0,1349278
1,115 0,1480623
1,125 0,1119423
1,135 0,1101512
1,145 0,1244798
1,155 0,1274650
1,165 0,1065691
1,175 0,1250769
1,185 0,1208977
1,195 0,1179126
1,205 0,1113453
1,215 0,1062706
1,225 0,1095542
1,235 0,1122408
1,245 0,1068676
1,255 0,1116438
1,265 0,0973152
1,275 0,1062706
1,285 0,1134349
1,295 0,1611969
1,305 0,1304501
1,315 0,1104497
1,325 0,1068676
1,335 0,1053750
1,345 0,1134349
1,355 0,1277635
1,365 0,1343308
1,375 0,1047780
1,385 0,1065691
1,395 0,1000018
1,405 0,0973152
1,415 0,0991063
1,425 0,0892553
1,435 0,1038825
1,445 0,1232858
1,455 0,1116438
1,465 0,1008973
1,475 0,0925390
1,485 0,0949271
1,495 0,0859717
1,505 0,0797029
1,515 0,0904494
1,525 0,0883598
1,535 0,0910464
1,545 0,0761208
1,555 0,0776133
1,565 0,0725386
1,575 0,0749267
1,585 0,0722401
1,595 0,0794044
1,605 0,0946286
1,615 0,1059720
1,625 0,1023899
1,635 0,1003003
1,645 0,0811955
1,655 0,0689565
1,665 0,0755237
1,675 0,0662698
1,685 0,0710460
1,695 0,0656728
1,705 0,0653743
1,715 0,0591055
1,725 0,0653743
1,735 0,0591055
1,745 0,0558219
1,755 0,0623892
1,765 0,0588070
1,775 0,0570159
1,785 0,0632847
1,795 0,0677624
1,805 0,0597026
1,815 0,0602996
1,825 0,0576130
1,835 0,0579115
1,845 0,0576130
1,855 0,0525383
1,865 0,0525383
1,875 0,0495531
1,885 0,0447769
1,895 0,0394037
1,905 0,0549264
1,915 0,0510457
1,925 0,0459710
1,935 0,0459710
1,945 0,0450754
1,955 0,0423888
1,965 0,0435829
1,975 0,0462695
1,985 0,0483591
1,995 0,0420903
2,005 0,0400007
2,015 0,0405977
2,025 0,0426873
2,035 0,0391052
2,045 0,0417918
2,055 0,0546278
2,065 0,0492546
2,075 0,0477621
2,085 0,0635832
2,095 0,0585085
2,105 0,0468665
2,115 0,0459710
2,125 0,0501502
2,135 0,0546278
2,145 0,0644788
2,155 0,1047780
2,165 0,1665701
2,175 0,1728389
2,185 0,1647791
2,195 0,1600029
2,205 0,0982107
2,215 0,0713446
2,225 0,0614936
2,235 0,0665684
2,245 0,0588070
2,255 0,0522397
2,265 0,0432844
2,275 0,0513442
2,285 0,0471650
2,295 0,0438814
2,305 0,0414933
2,315 0,0385082
2,325 0,0331349
2,335 0,0364186
2,345 0,0337319
2,355 0,0361200
2,365 0,0334334
2,375 0,0334334
2,385 0,0337319
2,395 0,0358215
2,405 0,0295528
2,415 0,0346275
2,425 0,0367171
2,435 0,0286572
2,445 0,0313438
2,455 0,0277617
2,465 0,0343290
2,475 0,0301498
2,485 0,0304483
2,495 0,0268662

Pour explorer la façon dont d’autres facteurs influent sur Θ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3C1B@ , le graphique 2 représente la valeur moyenne du RRI pour toutes les tranches d’âge (par année de naissance) et diverses mesures du revenu. Selon l’analyse, le RRI diminue en fonction de l’âge, du revenu d’emploi et du revenu de placements et il est supérieur pour les personnes recevant des gains en capital par rapport à celui des personnes en étant dépourvues. En revanche, le RRI des personnes touchant des revenus d’assurance-emploi et d’assistance sociale est inférieur à celui des personnes ne bénéficiant pas de ces sources de revenu. Les personnes dans le besoin semblent présenter un moindre succès en matière d’investissements.

Graphique 2 Effets de l’âge et du revenu sur le taux de rendement relatif des investissements (RRI)

Tableau de données du graphique 2
Tableau de données pour graphique 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données pour graphique 2 RRI, calculées selon taux unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
RRI
taux
Partie A — Cohorte
Cohorte (année de naissance)
1959 0,12
1960 0,10
1961 0,07
1962 0,06
1963 0,04
1964 0,03
1965 0,01
1966 0,00
1967 -0,04
1968 -0,03
1969 -0,04
1970 -0,06
1971 -0,09
1972 -0,08
1973 -0,11
1974 -0,13
1975 -0,12
Polynomiale (cohorte) (année de naissance)
1959 0,12
1960 0,10
1961 0,08
1962 0,06
1963 0,04
1964 0,03
1965 0,01
1966 -0,01
1967 -0,02
1968 -0,04
1969 -0,05
1970 -0,07
1971 -0,08
1972 -0,09
1973 -0,11
1974 -0,12
1975 -0,13
Partie B — Revenu d'emploi
Revenu d'emploi
0 $ -0,06
10 000 $ -0,05
20 000 $ -0,06
30 000 $ -0,07
40 000 $ -0,07
50 000 $ -0,05
60 000 $ -0,03
70 000 $ -0,01
80 000 $ 0,00
90 000 $ 0,03
100 000 $ 0,05
110 000 $ 0,07
120 000 $ 0,12
130 000 $ 0,20
140 000 $ 0,18
150 000 $ 0,19
160 000 $ 0,19
170 000 $ 0,20
180 000 $ 0,25
190 000 $ 0,22
200 000 $ 0,24
210 000 $ 0,31
220 000 $ 0,24
230 000 $ 0,25
240 000 $ 0,33
250 000 $ 0,34
260 000 $ 0,37
270 000 $ 0,47
280 000 $ 0,53
290 000 $ 0,53
300 000 $ 0,40
310 000 $ 0,57
320 000 $ 0,62
330 000 $ 0,52
Polynomiale (revenu d'emploi)
0 $ -0,09
10 000 $ -0,08
20 000 $ -0,07
30 000 $ -0,05
40 000 $ -0,04
50 000 $ -0,02
60 000 $ -0,01
70 000 $ 0,01
80 000 $ 0,03
90 000 $ 0,04
100 000 $ 0,06
110 000 $ 0,08
120 000 $ 0,10
130 000 $ 0,12
140 000 $ 0,14
150 000 $ 0,16
160 000 $ 0,18
170 000 $ 0,20
180 000 $ 0,22
190 000 $ 0,24
200 000 $ 0,26
210 000 $ 0,28
220 000 $ 0,31
230 000 $ 0,33
240 000 $ 0,35
250 000 $ 0,38
260 000 $ 0,40
270 000 $ 0,43
280 000 $ 0,45
290 000 $ 0,48
300 000 $ 0,50
310 000 $ 0,53
320 000 $ 0,55
330 000 $ 0,58
Partie C — Revenu de placements
Revenu de placements
0 $ -0,17
25 $ 0,08
50 $ 0,03
75 $ 0,08
100 $ 0,13
125 $ 0,15
150 $ 0,15
175 $ 0,18
200 $ 0,22
225 $ 0,23
250 $ 0,22
275 $ 0,26
300 $ 0,29
325 $ 0,27
350 $ 0,28
375 $ 0,34
400 $ 0,30
425 $ 0,37
450 $ 0,32
475 $ 0,35
500 $ 0,31
525 $ 0,31
550 $ 0,34
575 $ 0,39
600 $ 0,36
625 $ 0,44
650 $ 0,34
675 $ 0,46
700 $ 0,35
725 $ 0,41
750 $ 0,38
775 $ 0,35
800 $ 0,37
825 $ 0,44
850 $ 0,45
875 $ 0,39
900 $ 0,53
925 $ 0,49
950 $ 0,47
975 $ 0,42
Polynomiale (revenu de placements)
0 $ -0,05
25 $ -0,01
50 $ 0,03
75 $ 0,07
100 $ 0,10
125 $ 0,13
150 $ 0,16
175 $ 0,18
200 $ 0,21
225 $ 0,23
250 $ 0,25
275 $ 0,26
300 $ 0,28
325 $ 0,29
350 $ 0,30
375 $ 0,32
400 $ 0,32
425 $ 0,33
450 $ 0,34
475 $ 0,35
500 $ 0,35
525 $ 0,36
550 $ 0,36
575 $ 0,36
600 $ 0,37
625 $ 0,37
650 $ 0,38
675 $ 0,38
700 $ 0,38
725 $ 0,39
750 $ 0,39
775 $ 0,40
800 $ 0,41
825 $ 0,41
850 $ 0,42
875 $ 0,43
900 $ 0,44
925 $ 0,46
950 $ 0,47
975 $ 0,49
Partie D — Gains en capital
Gains en capital
0 $ -0,05
400 $ 0,49
800 $ 0,53
1 200 $ 0,50
1 600 $ 0,60
2 000 $ 0,67
2 400 $ 0,58
2 800 $ 0,59
3 200 $ 0,61
3 600 $ 0,69
4 000 $ 0,59
4 400 $ 0,67
4 800 $ 0,64
5 200 $ 0,53
5 600 $ 0,69
6 000 $ 0,57
6 400 $ 0,57
6 800 $ 0,56
7 200 $ 0,52
7 600 $ 0,80
8 000 $ 0,35
8 400 $ 0,45
8 800 $ 0,56
9 200 $ 0,78
9 600 $ 0,80
10 000 $ 0,58
10 400 $ 0,52
10 800 $ 0,46
11 200 $ 0,43
11 600 $ 0,93
12 000 $ 0,61
12 400 $ 0,44
12 800 $ 0,71
13 200 $ 0,31
13 600 $ 0,71
Polynomiale (gains en capital)
0 $ 0,30
400 $ 0,36
800 $ 0,42
1 200 $ 0,46
1 600 $ 0,50
2 000 $ 0,54
2 400 $ 0,57
2 800 $ 0,59
3 200 $ 0,61
3 600 $ 0,63
4 000 $ 0,64
4 400 $ 0,64
4 800 $ 0,65
5 200 $ 0,65
5 600 $ 0,65
6 000 $ 0,64
6 400 $ 0,64
6 800 $ 0,63
7 200 $ 0,62
7 600 $ 0,61
8 000 $ 0,60
8 400 $ 0,59
8 800 $ 0,58
9 200 $ 0,57
9 600 $ 0,56
10 000 $ 0,56
10 400 $ 0,55
10 800 $ 0,55
11 200 $ 0,55
11 600 $ 0,56
12 000 $ 0,56
12 400 $ 0,57
12 800 $ 0,59
13 200 $ 0,61
13 600 $ 0,63
Partie E — Revenu d'assurance-emploi
Revenu d'assurance-emploi
0 $ 0,01
400 $ -0,11
800 $ -0,11
1 200 $ -0,12
1 600 $ -0,09
2 000 $ -0,07
2 400 $ -0,09
2 800 $ -0,07
3 200 $ -0,11
3 600 $ -0,14
4 000 $ -0,10
4 400 $ -0,10
4 800 $ -0,11
5 200 $ -0,08
5 600 $ -0,11
6 000 $ -0,08
6 400 $ -0,07
6 800 $ -0,04
7 200 $ -0,09
7 600 $ -0,07
8 000 $ -0,10
8 400 $ -0,15
8 800 $ -0,05
9 200 $ -0,11
9 600 $ -0,06
10 000 $ -0,07
10 400 $ -0,11
10 800 $ 0,00
11 200 $ -0,09
11 600 $ -0,11
12 000 $ -0,07
12 400 $ -0,05
12 800 $ -0,10
13 200 $ -0,08
13 600 $ 0,00
Polynomiale (revenu d'assurance-emploi)
0 $ -0,07
400 $ -0,07
800 $ -0,08
1 200 $ -0,08
1 600 $ -0,09
2 000 $ -0,09
2 400 $ -0,09
2 800 $ -0,09
3 200 $ -0,10
3 600 $ -0,10
4 000 $ -0,10
4 400 $ -0,10
4 800 $ -0,10
5 200 $ -0,10
5 600 $ -0,10
6 000 $ -0,10
6 400 $ -0,10
6 800 $ -0,09
7 200 $ -0,09
7 600 $ -0,09
8 000 $ -0,09
8 400 $ -0,09
8 800 $ -0,08
9 200 $ -0,08
9 600 $ -0,08
10 000 $ -0,08
10 400 $ -0,07
10 800 $ -0,07
11 200 $ -0,07
11 600 $ -0,07
12 000 $ -0,06
12 400 $ -0,06
12 800 $ -0,06
13 200 $ -0,06
13 600 $ -0,06
Partie F — Revenu d'assistance sociale
Revenu d'assistance sociale
0 $ 0,00
400 $ -0,34
800 $ -0,35
1 200 $ -0,34
1 600 $ -0,32
2 000 $ -0,34
2 400 $ -0,33
2 800 $ -0,32
3 200 $ -0,30
3 600 $ -0,29
4 000 $ -0,28
4 400 $ -0,29
4 800 $ -0,27
5 200 $ -0,29
5 600 $ -0,34
6 000 $ -0,30
6 400 $ -0,18
6 800 $ -0,35
7 200 $ -0,40
7 600 $ -0,26
8 000 $ -0,28
8 400 $ -0,32
8 800 $ -0,28
9 200 $ -0,32
9 600 $ -0,29
10 000 $ -0,29
10 400 $ -0,42
10 800 $ -0,32
11 200 $ -0,36
11 600 $ -0,23
12 000 $ -0,27
Polynomiale (revenu d'assurance sociale)
0 $ -0,23
400 $ -0,24
800 $ -0,26
1 200 $ -0,27
1 600 $ -0,28
2 000 $ -0,29
2 400 $ -0,30
2 800 $ -0,31
3 200 $ -0,31
3 600 $ -0,31
4 000 $ -0,32
4 400 $ -0,32
4 800 $ -0,32
5 200 $ -0,32
5 600 $ -0,32
6 000 $ -0,31
6 400 $ -0,31
6 800 $ -0,31
7 200 $ -0,31
7 600 $ -0,30
8 000 $ -0,30
8 400 $ -0,30
8 800 $ -0,30
9 200 $ -0,30
9 600 $ -0,30
10 000 $ -0,30
10 400 $ -0,30
10 800 $ -0,30
11 200 $ -0,31
11 600 $ -0,31
12 000 $ -0,32

Une limite de l’analyse est qu’il est impossible de relever séparément l’importance de divers déterminants du RRI. En particulier, les compétences financières et les préférences en matière de risque influent conjointement sur le RRI, mais elles ne peuvent pas être discernées séparément. Les données fiscales fournissent des renseignements détaillés sur les cotisations totales des déclarants, leurs retraits et les actifs qu’ils détiennent dans le cadre d’un CELI chaque année, parce que ces renseignements sont déclarés auprès de l’autorité fiscale centrale. Cependant, des détails sur la participation en bourse des déclarants, leurs choix de placement ou leurs parts de portefeuille ne sont pas observés. L’analyse empirique contrôle directement les niveaux de revenu de placements et les gains en capital des déclarants, afin d’observer les différences entre les personnes quant aux caractéristiques de portefeuille hors des CELI et leur participation générale au marché boursier. Cependant, une inspection directe des effets des RPE sur le comportement de prise de risque par rapport aux compétences financières dépasse la portée de la présente étude et constitue un sujet prometteur de recherches futures.

5 Effet des régimes de pension d’employeur sur le rendement relatif des investissements

Dans la présente section figurent les résultats de l’enquête quant à la façon dont le RRI dépend de la participation à un RPE. Comme il a été mentionné précédemment, la théorie fait une prédiction ambiguë de cette relation. La participation de l’employeur peut, par exemple, remplacer des compétences financières. Des suggestions, des conseils, des options par défaut et d’autres mécanismes d’incitation implicites associés à de nombreux RPE peuvent inciter les travailleurs à moins utiliser d’autres services financiers et à ne pas investir adéquatement selon leurs propres connaissances financières. Cependant, les RPE peuvent compléter des connaissances financières, dans la mesure où ces programmes incitent les travailleurs à réfléchir à leur épargne-retraite plus tôt au cours de leur vie, à reconnaître les avantages de l’épargne et à planifier pour l’avenir. Les travailleurs qui savent qu’ils ont des RPE fiables peuvent être plus enclins à faire des placements plus risqués, ce qui influe donc sur le rendement relatif de leurs placements.

Le modèle statistique estime de quelle façon, pour diverses valeurs de t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@3710@ , la participation à un régime de pension, RP E it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOuaiaadc facaWGfbWaaSbaaSqaaabaaaaaaaaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaa aaa@3AAF@ , pour une personne i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGPbaaaa@3705@  au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@3710@  influe sur le RRI Θ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3C1B@ . L’équation de régression est la suivante :

Θ i,2013 =ω+πRP E it + X i,2013 ' γ+ μ i,2013    (3) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaGcpeGaeyypa0JaeqyYdCNaey4kaSIaeqiWda NaamOuaiaadcfacaWGfbWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aa beaak8qacqGHRaWkcaWGybWdamaaDaaaleaapeGaamyAaiaacYcaca aIYaGaaGimaiaaigdacaaIZaaapaqaa8qacaGGNaaaaOGaeq4SdCMa ey4kaSIaeqiVd02damaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaG imaiaaigdacaaIZaaapaqabaaaaa@5708@

RP E it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOuaiaadc facaWGfbWaaSbaaSqaaabaaaaaaaaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaa aaa@3AAF@  est un indicateur de la participation à un régime de pension (qui prend la valeur « 1 » si la réponse est oui et la valeur « 0 » dans le cas contraire), X i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3BDA@  est un vecteur des covariables observées et μ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaH8oqBpaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaaiilaiaaikdacaaIWaGa aGymaiaaiodaa8aabeaaaaa@3CB3@  est le terme d’erreurs. Puisque Θ i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3C1B@  est calculé selon la valeur des actifs en 2013, les covariables sont fondées sur celles observées la même année. Ce vecteur comprend les éléments suivants :

Le paramètre d’intérêt, π MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHapaCaaa@37D4@ , est l’effet de la participation à un RPE sur le RRI; le modèle donne π ^ <0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHapaCpaGbaKaapeGaeyipaWJaaGimaaaa@39C1@  si les deux sont interchangeables et π ^ <0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHapaCpaGbaKaapeGaeyipaWJaaGimaaaa@39C1@  s’ils sont complémentaires.

5.1 Stratégies d’identification

La possibilité que les travailleurs soient répartis par entreprises proposant l’accès à un RPE selon leurs préférences d’épargne sous-jacentes influence l’équation d’estimation 3 par les moindres carrés ordinaires (MCO) (Ippolito 1997). Les travailleurs qui souhaitent, par exemple, ne pas investir dans des connaissances financières (et qui sont, par conséquent, plus susceptibles de recevoir un faible rendement de leurs placements), mais pour qui la valeur de leur prospérité future à la retraite est importante, seront plus enclins à participer à un RPE. Cela entraîne un biais vers le bas de l’estimateur MCO ( π ^ <π MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHapaCpaGbaKaapeGaeyipaWJaeqiWdahaaa@3AC4@ ). Deux méthodes sont utilisées pour surmonter ce problème : 1) l’exploitation de la nature de panel équilibré des données et 2) le recours à des VI pour la participation à un RPE.

On exploite la nature longitudinale des données à l’aide d’un indicateur de participation à un RPE pour chaque travailleur à un moment donné dans le passé. Cette approche répond au défi d’endogénéité en analysant le modèle dans un contexte dynamique et en déduisant la causalité à partir de l’ordre des opérations. Le CELI ayant été lancé en 2009, l’indicateur utilisé de participation à un régime de pension date de 2008 ou avant. Plus précisément, l’équation 3 est estimée à plusieurs reprises, et, chaque fois, un indicateur distinct de la participation à un régime de pension pour plusieurs années entre 2000 et 2008, soit t{ 2000, 2004,2008 } MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaeyicI48aaiWaa8aabaWdbiaaikdacaaIWaGaaGimaiaa icdacaGGSaGaaiiOaiaaykW7caaIYaGaaGimaiaaicdacaaI0aGaai ilaiaaykW7caaIYaGaaGimaiaaicdacaaI4aaacaGL7bGaayzFaaaa aa@4948@ , est utilisé. La première année est fixée à 2000, car cela correspond à la première année pour laquelle les données sur le secteur d’emploi (selon le code du SCIAN) ont été disponibles. La répétition de l’analyse pour les autres années entre 2000 et 2008 fournit des résultats comparables et elle n’est donc pas présentée par souci de concision.

Une limite de cette approche est qu’elle ne résout pas les effets qui sont propres aux personnes pouvant biaiser l’estimateur, mais qui ne varient pas dans le temps. L’analyse utilise une approche à VI afin de résoudre ce défi et exploite ainsi des différences de disponibilités des RPE selon les cohortes par sexe et secteur d’emploi. Comme l’ont montré Morissette et Drolet (2001), la part des travailleurs participant à un RPE au Canada a varié au cours des dernières décennies, et ces tendances sont nettement différentes entre les hommes et les femmes. Les personnes de différentes cohortes ainsi que de différents sexes et secteurs n’ont pas présenté les mêmes probabilités de participer à un RPE en milieu de travail, du fait de leur manque de contrôle en la matière, parce que, dans une certaine mesure, ce sont les employeurs qui déterminent l’accès à ces dispositions. De nombreuses entreprises au Canada et dans d’autres pays fournissent de moins en moins ces avantages, dans le but de réduire les coûts de fonctionnement en réponse non seulement aux données démographiques changeantes, mais également aux pressions de la concurrence internationale dans le contexte de la mondialisation. Ces facteurs varient par secteur. La régression de première phase pour l’analyse au niveau de la cohorte est fondée sur une telle variation :

EP P it =υ+ { SEXE×SECTEUR×COHORTE } it ' λ+ X i,2013 ' ϕ+ ξ it    (4) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGfbGaamiuaiaadcfapaWaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaamiDaaWd aeqaaOWdbiabg2da9iabew8a1jabgUcaRmaacmaapaqaaGqac8qaca WFtbGaa8xraiaa=HfacaWFfbGaey41aqRaa83uaiaa=veacaWFdbGa a8hvaiaa=veacaWFvbGaa8NuaiabgEna0kaa=neacaWFpbGaa8hsai aa=9eacaWFsbGaa8hvaiaa=veaaiaawUhacaGL9baapaWaa0baaSqa a8qacaWGPbGaamiDaaWdaeaapeGaai4jaaaakiabeU7aSjabgUcaRi aadIfapaWaa0baaSqaa8qacaWGPbGaaiilaiaaikdacaaIWaGaaGym aiaaiodaa8aabaWdbiaacEcaaaGccqaHvpGzcqGHRaWkcqaH+oaEpa WaaSbaaSqaa8qacaWGPbGaamiDaaWdaeqaaaaa@6668@

{ SEXE×SECTEUR×COHORTE } it MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqr1ngB PrgifHhDYfgasaacH8YjY=vipgYlh9vqqj=hEeeu0xXdbba9frFj0= OqFfea0dXdd9vqai=hGuQ8kuc9pgc9q8qqaq=dir=f0=yqaiVgFr0x fr=xfr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaa aaa8qadaGadaWdaeaaieGapeGaa83uaiaa=veacaWFybGaa8xraiab gEna0kaa=nfacaWFfbGaa83qaiaa=rfacaWFfbGaa8xvaiaa=jfacq GHxdaTcaWFdbGaa83taiaa=HeacaWFpbGaa8Nuaiaa=rfacaWFfbaa caGL7bGaayzFaaWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaadshaa8aabeaaaa a@4F01@  est un vecteur de variables représentant une variable changeante de cohorte (continue par année de naissance), mais en interaction avec un ensemble de variables, qui font état de chaque groupe de sexe en fonction du secteurNote . Le vecteur de covariables, X i,2013 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaaaaa@3BDA@ , est le même que celui défini ci-dessus, de telle sorte que les effets fixes pour le sexe, la cohorte et le secteur d’emploi en 2013 continuent d’être directement inclus dans les régressions de première et de deuxième phases. En revanche, la variable de secteur utilisée pour créer les instruments exclus provient de l’année t{ 2000, 2004, 2008 } MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaeyicI48aaiWaa8aabaWdbiaaikdacaaIWaGaaGimaiaa icdacaGGSaGaaiiOaiaaykW7caaIYaGaaGimaiaaicdacaaI0aGaai ilaiaaykW7caGGGcGaaGOmaiaaicdacaaIWaGaaGioaaGaay5Eaiaa w2haaaaa@4A6C@ , puisque l’incidence de participer à un RPE pour une année donnée est fonction du secteur d’emploi cette même année.

Le vecteur de paramètres λ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaH7oaBaaa@37CB@  est bien déterminé en partie à partir de cette variable de secteur décalée. Les résultats de l’analyse sont robustes, du fait de l’utilisation d’effets fixes de cohorte plutôt que d’une variable changeante de cohorte. Cette dernière approche a finalement été choisie, car le fait d’avoir recours à une variable de cohorte continue permet d’inspecter la validité des instruments. À cette fin, le tableau A.1 de l’annexe A montre la part des travailleurs participant à un RPE pour toutes les cohortes, par secteur (décalé) et sexe. Pour les hommes et les femmes, la probabilité de toucher une retraite selon les secteurs et la période est substantiellement hétérogène. Comme prévu, certains secteurs (comme l’administration publique, les services d’enseignement, les soins de santé et l’assistance sociale) tendent à présenter des taux de participation élevés. Cela est probablement le cas, car ces secteurs sont également hautement syndiqués. En revanche, l’agriculture présente l’incidence la plus faible de participation à des RPE pour les deux sexes.

Le tableau montre également la variation de la participation aux RPE au fil du temps, ainsi que la différence de cette variation au fil du temps pour les hommes et les femmes (c.-à-d. la « double différence » de la participation aux RPE). Dans les secteurs qui présentaient initialement les plus grands écarts de participation (p. ex. l’extraction minière, l’exploitation en carrière, l’extraction de pétrole et de gaz, les services publics, la construction et la fabrication), les femmes ont enregistré les plus fortes hausses de participation par rapport aux hommes. Finalement, la disparité de la participation aux RPE entre les hommes et les femmes semble disparaître dans toutes les cohortes. Dans la mesure où ces tendances dépendent de facteurs indépendants des préférences de chaque travailleur individuel choisissant de participer ou non à un régime de pension et sont plutôt fonction de facteurs du côté de l’offre, l’équation 4 est donc une régression de première étape valide pour estimer l’effet des RPE sur le RRI. (Puisque l’analyse se limite aux utilisateurs de CELI, les tendances de ces travailleurs peuvent différer de celles de la population générale. Toutefois, comme le montre le tableau A.2, cela ne semble pas être le cas.)

La stratégie d’identification proposée peut être influencée par des facteurs, tels que les hommes et les femmes intégrant des secteurs plus susceptibles de proposer des régimes de pension à différents taux. Pour écarter cette possibilité, l’analyse a été répétée au moyen d’une variante de l’équation 4 s’appuyant uniquement sur une identification en fonction de la variation de l’incidence de la participation à un régime de pension en milieu de travail pour toutes les cohortes et les secteurs d’emploi décalés. Les résultats de cette approche ont été très semblables à ceux présentés ci-dessous. Cela suggère que la stratégie d’identification exploite la variation exogène dépendant de l’offre de la participation décalée aux régimes de pension en milieu de travail, comme prévu, sans influence significative des changements de préférences sous-jacentes des travailleurs en matière de participation à des régimes de pension en milieu de travail.

5.2 Résultats

Les résultats des estimations MCO de l’équation 3 sont présentés dans le tableau 2. L’analyse est répétée plusieurs fois à l’aide d’indicateurs de participations aux RPE à partir de 2008 (correspondant à un décalage de 5 ans par rapport à l’année au cours de laquelle le RRI a été créé, en 2013) et à partir de 2000 (qui correspond à un décalage de 13 ans). L’« effet de traitement » prédit dans la première ligne de données est l’effet d’intérêt π ^ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacuaHapaCpaGbaKaaaaa@37F3@ . Les erreurs-types sont regroupées par personne pour l’hétéroscédasticité des erreurs. Les inférences statistiques sont pratiquement identiques aux regroupements par sexe, cohorte et secteur décalé, lesquels constituent le niveau de variation utilisé dans l’identification. Le regroupement propre aux personnes « imbrique » le regroupement au niveau du sexe, de la cohorte et du secteur décalé; ainsi, les résultats sont présentés à l’aide de l’approche précédente.

Un premier résultat est le fait que la participation à un RPE correspond à un RRI plus élevé, ce qui s’exprime par le signe et l’importance de l’effet de traitement. En fin de compte, la participation aux RPE entraîne une hausse de l’écart type de 0,012 du RRI, selon une moyenne des estimations de toutes les colonnes. Cependant, l’ampleur de cet effet est très modeste. L’écart type du RRI (non normalisé) est d’environ 4 950 $. Par conséquent, la participation à un RPE entraîne un gain de pouvoir d’achat d’environ 60 $. La JVM moyenne s’élève pratiquement à 11 600 $. Cela signifie que la participation à un RPE accroît le taux de rendement réparti sur cinq ans d’environ 0,51 % depuis le lancement du CELI.


Tableau 2
Effets estimés de la participation à un RRPE
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets estimés de la participation à un RRPE Moindres carrés ordinaires, Variables instrumentales, 2008 (décalage de 5 ans), 2004 (décalage de 9 ans) et 2000 (décalage de 13 ans), calculées selon estimation des coefficients et statistiques unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Moindres carrés ordinaires Variables instrumentales
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
estimation des coefficients
Traitement
Participait à un RRPE 0,007Tableau 2 Note  0,014Note *** 0,014Note *** -0,001 0,029Note ** 0,028Note ***
Données démographiques
Personnes mariées 0,037Note *** 0,036Note *** 0,036Note *** 0,037Note *** 0,036Note *** 0,036Note ***
Caractéristiques de l’emploi
Personnes syndiquées -0,010Note * -0,011Note ** -0,010Note * -0,007 -0,013Note ** -0,011Note *
Revenu
Revenu d’emploi 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note ***
Revenu des investissements 0,039Note *** 0,039Note *** 0,039Note *** 0,038Note *** 0,039Note *** 0,039Note ***
Gains en capital 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note ***
Revenu d’assurance-emploi -0,002Note ** -0,002Note ** -0,002Note ** -0,002Note ** -0,002Note * -0,002Note **
Revenu d’assistance sociale -0,019Note *** -0,019Note *** -0,019Note *** -0,019Note *** -0,019Note *** -0,019Note ***
Revenu total 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note ***
Allocations
Allocation pour frais médicaux 0,005Note ** 0,005Note ** 0,005Note ** 0,005Note ** 0,005Note ** 0,005Note **
statistiques
Statistiques
R au carré 0,031 0,031 0,031 0,031 0,031 0,031
Observations 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143
Statistique « F » Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 253,8 553,1 997,4

Le deuxième résultat est le fait que le traitement estimé augmente avec le décalage; en d’autres mots, participer à un RPE plus tôt accroît le RRI dans une plus grande mesure. Pour les personnes bénéficiant d’une pension 8 ou 13 ans plus tôt, la hausse implicite du taux de rendement est de 0,60 % au cours de la période. Pour les personnes participant à un régime de pension cinq ans plus tôt, la hausse implicite correspondante du taux de rendement est de 0,30 %. Troisièmement, les effets des covariables déclarées reflètent les attentes. Cela souligne la validité de la mesure du rendement des investissements. En particulier, le RRI augmente en fonction du revenu d’emploi, du revenu de placements, des gains en capital et du revenu total, mais il tend à diminuer en fonction des revenus d’assurance-emploi et d’assistance sociale. Cela reflète l’examen de ces relations présenté dans le graphique 2, comme il a été mentionné précédemment.

Pour répondre aux préoccupations selon lesquelles l’estimateur MCO dynamique ne résout pas les problèmes d’endogénéité découlant des facteurs non observés ne variant pas dans le temps, le tableau 2 présente les résultats de l’analyse avec VI de l’équation 3. L’analyse exploite les différences de disponibilité des RPE pour toutes les cohortes, par sexe et secteur d’emploi. Malgré cet accroissement de l’analyse, les résultats sont qualitativement semblables aux conclusions tirées de l’utilisation de l’estimateur MCO, nonobstant le fait que l’effet de traitement n’est pas significativement différent de zéro pour les premiers décalages. Dans ce cas, la moyenne de l’effet des RPE pour toutes les colonnes est de 0,019, ce qui correspond à un gain implicite du RRI d’environ 0,81 %, et le prime maximal est de 1,24 % au cours de la période pertinente à l’étude. De plus, les effets prédits des covariables sont pratiquement identiques dans les régressions MCO et avec VI. Les statistiques « F » découlant des essais des instruments exclus suggèrent que l’analyse au niveau de la cohorte explique bien la variation de la participation aux RPE pour tous les groupesNote .

La participation à un RPE semble accroître le RRI d’environ 0,50 % à 1,25 % à plus long terme, à savoir cinq ans depuis le lancement du CELI. Pour évaluer la robustesse de ces résultats, le tableau 3 présente les résultats de l’estimation de trois variantes des analyses MCO et avec VI de référence. En particulier, dans la partie A, le modèle est appliqué, mais en sont exclues toutes les sources de revenu, à l’exception du revenu d’emploi, puisque le revenu de placements et les gains en capital sont probablement corrélés à l’utilisation d’un CELI. Dans les parties B et C est estimé le modèle qui comprend une séquence de variables décalées du revenu d’emploi et du revenu total, pour laquelle le nombre de décalages de ces variables est égal à celui utilisé pour l’identification de chaque cas. Par conséquent, l’effet de la participation à un RPE sur le RRI est conditionnel aux historiques de revenu d’emploi ou de revenu total que reçoivent les travailleurs au cours de la période pertinente. Les résultats de ces vérifications de robustesse sont tous conformes aux résultats de référence. Contrôler les historiques de revenu d’emploi et de revenu total tend à atténuer légèrement l’effet, mais le fait selon lequel la participation à un RPE accroît le RRI d’un montant qui est statistiquement significatif mais économiquement modeste demeure inchangé. Le tableau A.3 de l’annexe A montre que les résultats de référence sont très similaires, à l’exception de la masse de personnes dont le RRI est proche du mode. La répartition du RRI dans ce cas est présentée dans le graphique A.1.


Tableau 3
Vérifications de la robustesse des effets estimés de la participation à un RPE
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Vérifications de la robustesse des effets estimés de la participation à un RPE Moindres carrés ordinaires, Variables instrumentales, 2008 (décalage de 5 ans), 2004 (décalage de 9 ans) et 2000 (décalage de 13 ans), calculées selon estimation des coefficients et statistiques unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Moindres carrés ordinaires Variables instrumentales
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
estimation des coefficients
Partie A – Revenus uniquement
Traitement
Personnes qui participaient à un RPE -0,006 0,009Note * 0,016Note *** -0,012 0,022Note * 0,024Note **
statistiques
Statistiques
R au carré 0,019 0,019 0,019 0,019 0,019 0,019
Observations 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143
Statistique « F » Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 255,2 555,1 999,2
estimation des coefficients
Partie B – Comprend les revenus d’emploi décalés
Traitement
Personnes qui participaient à un RPE 0,004 0,011Note ** 0,012Note *** -0,011 0,018Tableau 3 Note  0,017Note *
statistiques
Statistiques
R au carré 0,032 0,033 0,034 0,032 0,033 0,034
Observations 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143
Statistique « F » Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 251,9 538,6 965,7
estimation des coefficients
Partie C – Comprend le revenu total décalé
Traitement
Personnes qui participaient à un RPE 0,007Tableau 3 Note  0,014Note *** 0,014Note *** -0,007 0,020Tableau 3 Note  0,018Note *
statistiques
Statistiques
R au carré 0,033 0,033 0,034 0,033 0,033 0,034
Observations 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143 345 143
Statistique « F » Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 253,5 543,3 972,8

6 Conclusion

La présente étude fournit de nouveaux renseignements sur la relation entre la participation à un régime de pension d’employeur (RPE) et le rendement des investissements dans le cadre d’un compte d’épargne à fiscalité réduite hors du milieu de travail. En particulier, l’étude repose sur des données administratives relatives à plus de 345 000 déclarants au Canada, afin d’apporter deux contributions clés. Tout d’abord, une méthode est proposée pour déduire le rendement relatif des investissements (RRI) selon une analyse des données du rendement du patrimoine pour les personnes présentant un historique d’épargne identique. Les résultats de l’analyse montrent que le rendement des investissements est substantiellement hétérogène pour toutes ces personnes. Ensuite, il a été relevé que la participation à un RPE par le passé augmentait le rendement de l’épargne hors du milieu de travail réparti sur cinq ans d’environ 0,50 % à 1,25 % depuis le lancement du compte d’épargne libre d’impôt (CELI). Cette augmentation peut découler du fait que :

Ces résultats sont suffisamment robustes pour augmenter l’analyse au moyen d’une approche à variables instrumentales exploitant la variation de la disponibilité des RPE entre les cohortes, par sexe et secteur d’emploi, afin de contrôler la possibilité que les différences observées et non observées entre les personnes participant ou non à un RPE puissent perturber les résultats. Cependant, ce résultat est fondé sur une analyse du rendement des investissements dans le cadre du CELI, qui peut être un instrument d’épargne « marginal » pour certains travailleurs. Du fait du lancement récent du CELI (en 2009) et des limites de cotisations de ce régime d’environ 5 000 $ par an au cours de la période pertinente de l’analyse, le CELI pourrait être utilisé pour les derniers dollars d’épargne, et le RRI pourrait différer systématiquement pour les premiers dollars épargnés. Le CELI peut, par exemple, attirer des placements à plus haut risque. Dans une certaine mesure, cette question est atténuée en conditionnant l’analyse aux seuls utilisateurs de CELI et en exprimant le rendement des investissements en tant que mesure relative. Cependant, le RRI estimé dans la présente étude peut être une limite supérieure du RRI de toute l’épargne. La mesure dans laquelle les résultats de l’étude se généralisent au rendement d’un vaste portefeuille de placements demeure un sujet important pour de recherches futures.

Pris ensemble, ces résultats donnent à penser que la diminution graduelle de la participation à un RPE dans certains secteurs au cours des dernières décennies pourrait avoir suscité le déclin correspondant du rendement des investissements et de la prise de risque hors du milieu de travail et, par conséquent, qu’elle pourrait avoir même contribué au déclin agrégé des taux de l’épargne privée. Le degré auquel de nouvelles politiques et de nouveaux programmes incitant les personnes à épargner davantage (Madrian et Shea 2001; Choi et coll. 2003; Bernheim, Fradkin et Popov 2015) puissent influer ultérieurement sur l’amélioration des connaissances financières reste à déterminer. De telles interventions permettent souvent aux personnes de demeurer passives, plutôt que de faire un choix et d’apporter une attention active (Chetty et coll. 2014). Les preuves de l’efficacité de la formation en matière de connaissances financières visant l’amélioration des résultats de l’épargne sont mixtes (Lusardi et Mitchell 2014). Cependant, les résultats de l’étude reflètent la notion que des programmes visant directement l’amélioration des résultats de l’épargne (en simplifiant, par exemple, le processus de prise de décisions financières complexes (Beshears et coll. 2013) sont souhaitables.

Annexe A


Tableau A.1
Participation à un RPE en 2013, par cohorte, sexe et secteur d’emploi, de l’échantillon d’utilisateurs de CELI, données de la banque DAL
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Participation à un RPE en 2013 Cohorte (année de naissance), Différence, 1975 moins 1959, Double différence, femmes moins hommes, 1959, 1960, 1961, 1962, 1963, 1964, 1965, 1966, 1967, 1968, 1969, 1970, 1971, 1972, 1973, 1974 et 1975, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Cohorte (année de naissance) Différence, 1975 moins 1959 Double différence, femmes moins hommes
1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975
pourcentage
Partie A – Femmes
Code du SCIAN
1 7,7 8,2 9,4 7,7 9,5 4,2 13,2 7,0 8,5 9,4 10,0 7,3 7,6 9,7 8,5 7,2 9,4 1,7 3,9
2 35,5 33,7 35,6 31,8 39,6 37,1 36,1 30,1 36,7 32,7 33,7 33,3 35,7 35,1 37,2 32,8 38,2 2,7 6,0
3 41,0 44,6 44,8 43,8 44,2 44,7 43,6 43,9 42,6 43,0 41,3 44,5 45,4 48,4 48,6 45,0 48,9 7,9 11,6
4 35,2 34,3 35,6 34,5 33,9 36,6 35,5 35,8 34,8 34,4 36,4 35,5 35,2 36,6 35,1 34,7 36,2 0,9 3,5
5 48,3 50,4 50,2 47,9 48,4 47,7 48,4 48,0 48,7 48,3 47,8 46,4 47,8 46,3 47,3 49,2 46,9 -1,4 -0,1
6 72,6 72,6 69,6 71,1 71,1 71,7 69,6 69,5 68,3 67,4 66,1 66,7 67,6 64,8 67,1 68,3 68,9 -3,8 -0,3
7 17,0 16,3 14,1 13,5 14,0 13,4 11,7 16,1 15,2 15,6 16,3 12,7 14,6 14,7 15,0 12,4 15,3 -1,7 -4,5
8 27,3 25,6 26,4 28,3 22,7 24,5 22,8 21,8 23,9 23,9 24,8 22,9 24,9 20,5 21,1 25,2 23,7 -3,5 -3,7
9 88,6 90,9 89,4 90,5 90,9 89,0 90,1 89,4 88,7 91,0 87,7 87,7 89,7 87,4 89,5 89,2 87,5 -1,1 -4,6
Partie B – Hommes
Code du SCIAN
1 10,0 11,7 9,3 12,7 11,3 8,4 8,8 8,3 9,1 11,5 9,3 13,1 12,3 12,7 10,0 14,3 7,8 -2,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
2 54,0 52,9 53,3 54,5 52,2 52,2 52,5 52,0 50,1 49,5 52,4 52,3 49,1 48,4 50,3 48,7 50,7 -3,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
3 57,6 57,1 57,8 56,1 55,6 58,1 55,7 55,1 53,9 54,7 54,9 57,3 57,7 57,8 58,1 55,0 54,0 -3,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
4 45,7 44,7 44,4 43,4 42,3 44,2 44,1 44,5 43,6 41,4 42,4 40,1 42,9 41,9 42,8 44,1 43,2 -2,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
5 44,4 43,5 43,4 43,3 44,1 43,2 45,2 44,6 43,3 44,2 45,7 45,0 45,7 44,0 47,5 46,2 43,2 -1,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
6 79,2 77,9 77,7 77,3 77,5 74,6 76,7 76,4 75,3 72,4 71,5 72,8 73,2 74,7 76,6 73,0 75,7 -3,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
7 18,2 18,1 19,1 17,9 19,6 20,7 18,1 23,1 23,1 15,6 20,9 21,4 24,5 22,9 21,3 16,3 21,0 2,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
8 26,1 27,0 30,4 31,6 25,8 24,9 27,8 26,8 26,0 25,8 21,9 25,9 23,7 25,1 31,7 27,9 26,2 0,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
9 90,4 92,0 92,6 92,0 92,8 91,6 93,1 93,8 93,1 93,7 92,7 94,3 94,0 93,6 94,6 94,4 93,9 3,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer

Tableau A.2
Participation à un RPE en 2013, par cohorte, sexe et secteur d’emploi, données de la banque DAL pour l’échantillon complet
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Participation à un RPE en 2013 Cohorte (année de naissance), Différence, 1975 moins 1959, Double différence, femmes moins hommes, 1959, 1960, 1961, 1962, 1963, 1964, 1965, 1966, 1967, 1968, 1969, 1970, 1971, 1972, 1973, 1974 et 1975, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Cohorte (année de naissance) Différence, 1975 moins 1959 Double différence, femmes moins hommes
1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975
pourcentage
Partie A – Femmes
Code du SCIAN
1 6,7 7,1 9,2 8,2 7,5 2,9 7,0 7,6 10,4 7,3 6,8 5,4 5,5 8,1 7,7 5,9 8,0 1,4 6,0
2 30,8 31,7 31,7 28,9 31,9 31,3 31,8 30,1 29,4 30,2 27,7 28,7 29,3 24,2 29,9 26,7 29,3 -1,5 3,8
3 37,2 38,7 39,9 38,4 38,2 40,1 38,1 38,1 36,9 38,2 36,4 37,6 35,7 39,4 37,3 38,0 37,6 0,5 5,1
4 31,8 31,2 32,3 30,0 31,1 31,8 30,6 29,8 30,2 29,6 29,7 28,2 30,0 30,0 29,1 27,0 28,0 -3,8 1,8
5 42,4 42,7 42,6 41,6 40,7 40,3 40,6 40,1 39,7 38,0 38,1 37,6 38,1 37,7 37,7 37,3 37,8 -4,6 -2,3
6 67,8 67,8 67,0 67,3 66,8 66,4 64,6 63,8 63,5 62,2 61,8 61,6 62,3 60,9 61,0 61,9 60,9 -6,9 2,1
7 11,7 11,3 10,9 9,9 10,6 10,1 9,2 11,9 10,9 10,5 10,8 9,7 9,4 10,1 10,3 8,9 8,2 -3,5 1,4
8 23,9 22,9 22,1 23,1 20,4 20,2 19,2 18,9 19,8 20,3 18,3 18,5 18,2 18,7 17,4 18,4 17,9 -6,0 -3,2
9 85,4 86,9 86,6 87,3 86,8 84,7 85,4 84,9 84,1 83,6 83,3 82,6 81,9 82,2 82,6 82,2 81,7 -3,7 -3,1
Partie B – Hommes
Code du SCIAN
1 9,5 8,3 7,9 9,5 8,4 6,2 7,8 7,4 9,6 7,2 5,9 6,7 6,5 6,8 6,9 6,4 4,9 -4,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
2 47,0 45,1 45,2 46,0 46,4 45,3 44,0 44,5 43,0 42,6 43,2 42,1 41,9 41,0 40,8 40,7 41,7 -5,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
3 51,0 50,9 51,5 50,2 49,0 49,0 48,6 48,2 46,5 46,1 46,6 45,4 47,1 46,3 46,3 45,2 46,3 -4,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
4 37,5 37,0 36,8 36,1 34,2 35,9 34,7 34,3 34,6 32,9 32,9 32,2 32,9 32,1 33,0 31,8 31,9 -5,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
5 36,4 35,4 37,1 34,8 35,4 34,6 35,8 34,3 34,3 33,9 35,3 35,2 35,2 34,9 35,0 34,7 34,1 -2,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
6 75,5 75,1 73,8 74,0 73,9 72,7 72,8 72,7 70,6 69,4 68,8 68,5 69,2 70,0 69,5 68,2 66,5 -9,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
7 15,5 16,4 15,2 13,4 14,2 14,0 13,9 15,5 13,8 13,1 14,3 13,7 15,1 15,4 13,4 13,1 10,6 -4,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
8 22,7 21,8 22,8 23,1 20,9 21,8 20,3 21,7 20,4 20,7 20,9 20,5 20,3 19,2 19,8 20,2 19,9 -2,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
9 87,0 86,8 87,6 87,1 88,4 87,1 88,0 86,8 85,5 86,8 86,7 87,3 87,2 85,7 86,8 87,5 86,4 -0,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer

Tableau A.3
Effets estimés de la participation à un RPE, à l’exception de la masse proche du mode
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets estimés de la participation à un RPE Moindres carrés ordinaires, Variables instrumentales, 2008 (décalage de 5 ans), 2004 (décalage de 9 ans) et 2000 (décalage de 13 ans), calculées selon estimation des coefficients et statistiques unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Moindres carrés ordinaires Variables instrumentales
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
estimation des coefficients
Traitement
Participait à un RPE 0,006 0,019Note *** 0,023Note *** -0,004 0,032Note *** 0,031Note ***
Données démographiques
Personnes mariées 0,040Note *** 0,039Note *** 0,039Note *** 0,039Note *** 0,039Note *** 0,039Note ***
Caractéristiques de l’emploi
Personnes syndiquées -0,010Tableau A,3 Note  -0,012Note * -0,011Note * -0,007 -0,014Note ** -0,012Note *
Revenu
Revenu d’emploi 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note ***
Revenu des investissements 0,037Note *** 0,037Note *** 0,037Note *** 0,037Note *** 0,037Note *** 0,037Note ***
Gains en capital 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note *** 0,002Note ***
Revenu d’assurance-emploi -0,003Note ** -0,003Note ** -0,003Note ** -0,003Note ** -0,003Note ** -0,003Note **
Revenu d’assistance sociale -0,027Note *** -0,027Note *** -0,027Note *** -0,027Note *** -0,026Note *** -0,027Note ***
Revenu total 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note *** 0,001Note ***
Allocations
Allocation pour frais médicaux 0,005Note ** 0,005Note ** 0,005Note ** 0,004Note ** 0,005Note ** 0,005Note **
statistiques
Statistiques
R au carré 0,029 0,029 0,029 0,029 0,029 0,029
Observations 29 074 29 074 29 074 29 074 29 074 29 074
Statistique « F » Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 211,1 462,7 834,8

Graphique A.1 Répartition du taux de RRI, à l’exception de la masse proche du mode

Tableau de données du Graphique A.1
Tableau de données pour graphique A.1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données pour graphique A.1. Les données sont présentées selon Taux de RRI (normalisé standard) (titres de rangée) et Répartition, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux de RRI (normalisé standard) Répartition
pourcentage
-2,495 0,0128294
-2,485 0,0099784
-2,475 0,0117603
-2,465 0,0117603
-2,455 0,0096221
-2,445 0,0153240
-2,435 0,0146113
-2,425 0,0124730
-2,415 0,0149677
-2,405 0,0117603
-2,395 0,0181750
-2,385 0,0163932
-2,375 0,0167495
-2,365 0,0138985
-2,355 0,0142549
-2,345 0,0185314
-2,335 0,0142549
-2,325 0,0153240
-2,315 0,0117603
-2,305 0,0128294
-2,295 0,0156804
-2,285 0,0124730
-2,275 0,0146113
-2,265 0,0124730
-2,255 0,0156804
-2,245 0,0096221
-2,235 0,0203133
-2,225 0,0188878
-2,215 0,0153240
-2,205 0,0188878
-2,195 0,0274407
-2,185 0,0352809
-2,175 0,0395574
-2,165 0,0342118
-2,155 0,0263716
-2,145 0,0270843
-2,135 0,0277971
-2,125 0,0274407
-2,115 0,0292226
-2,105 0,0288662
-2,095 0,0256588
-2,085 0,0245897
-2,075 0,0260152
-2,065 0,0295789
-2,055 0,0260152
-2,045 0,0199569
-2,035 0,0224515
-2,025 0,0206696
-2,015 0,0231642
-2,005 0,0249461
-1,995 0,0242334
-1,985 0,0274407
-1,975 0,0267280
-1,965 0,0228079
-1,955 0,0302917
-1,945 0,0267280
-1,935 0,0249461
-1,925 0,0235206
-1,915 0,0363500
-1,905 0,0299353
-1,895 0,0324299
-1,885 0,0245897
-1,875 0,0274407
-1,865 0,0277971
-1,855 0,0292226
-1,845 0,0299353
-1,835 0,0260152
-1,825 0,0331427
-1,815 0,0295789
-1,805 0,0399138
-1,795 0,0310044
-1,785 0,0349245
-1,775 0,0431211
-1,765 0,0477540
-1,755 0,0427647
-1,745 0,0459721
-1,735 0,0516741
-1,725 0,0716309
-1,715 0,0898060
-1,705 0,1161775
-1,695 0,0833912
-1,685 0,0652162
-1,675 0,0506049
-1,665 0,0498922
-1,655 0,0466848
-1,645 0,0459721
-1,635 0,0413392
-1,625 0,0463285
-1,615 0,0481103
-1,605 0,0865986
-1,595 0,0584451
-1,585 0,0523868
-1,575 0,0609398
-1,565 0,0541687
-1,555 0,0577324
-1,545 0,0570197
-1,535 0,0605834
-1,525 0,0627216
-1,515 0,0491795
-1,505 0,0534559
-1,495 0,0602270
-1,485 0,0609398
-1,475 0,0659290
-1,465 0,0612961
-1,455 0,0530996
-1,445 0,0694927
-1,435 0,0637907
-1,425 0,0659290
-1,415 0,0662853
-1,405 0,0737692
-1,395 0,0727001
-1,385 0,0816094
-1,375 0,0762638
-1,365 0,0776893
-1,355 0,0801839
-1,345 0,2205948
-1,335 0,1133266
-1,325 0,0855295
-1,315 0,0808966
-1,305 0,0830349
-1,295 0,0762638
-1,285 0,0826785
-1,275 0,0830349
-1,265 0,0890932
-1,255 0,0787584
-1,245 0,0784020
-1,235 0,1086937
-1,225 0,0930133
-1,215 0,1072682
-1,205 0,1022790
-1,195 0,1140393
-1,185 0,1589423
-1,175 0,4525935
-1,165 0,2565884
-1,155 0,1436183
-1,145 0,1186722
-1,135 0,1240177
-1,125 0,1151084
-1,115 0,1158212
-1,105 0,1297197
-1,095 0,1268687
-1,085 0,1429055
-1,075 0,1421928
-1,065 0,1393418
-1,055 0,1650006
-1,045 0,1703462
-1,035 0,1621496
-1,025 0,1678516
-1,015 0,1724845
-1,005 0,1692771
-0,995 0,1981433
-0,985 0,1942232
-0,975 0,1906595
-0,965 0,1756918
-0,955 0,1660697
-0,945 0,1657134
-0,935 0,1657134
-0,925 0,2013507
-0,915 0,1974306
-0,905 0,1874521
-0,895 0,1931541
-0,885 0,1913722
-0,875 0,1899467
-0,865 0,2063399
-0,855 0,2476791
-0,845 0,3210919
-0,835 0,2683488
-0,825 0,2676360
-0,815 0,3175282
-0,805 0,2786836
-0,795 0,2476791
-0,785 0,2384134
-0,775 0,2312860
-0,765 0,2312860
-0,755 0,2501737
-0,745 0,2605085
-0,735 0,2875929
-0,725 0,3260812
-0,715 0,3381978
-0,705 0,3788243
-0,695 0,3663513
-0,685 0,3168155
-0,675 0,2879493
-0,665 0,3196664
-0,655 0,3638567
-0,645 0,3759733
-0,635 0,4027013
-0,625 0,3371287
-0,615 0,3535219
-0,605 0,3595802
-0,595 0,4301420
-0,585 0,3905846
-0,575 0,4066214
-0,565 0,4230146
-0,555 0,4493861
-0,545 0,7131020
-0,535 0,7697653
-0,525 0,5391921
-0,515 0,5274318
-0,505 0,6532314
-0,495 0,6446785
-0,485 0,6304235
-0,475 0,6058338
-0,465 0,6671299
-0,455 0,7255751
-0,445 0,7319898
-0,435 0,7302079
-0,425 0,7423246
-0,415 0,7640634
-0,405 0,7736855
-0,395 0,8399708
-0,385 1,0986970
-0,375 1,1386110
-0,365 1,1984820
-0,355 1,3018300
-0,345 1,3449510
-0,335 1,5277700
-0,325 1,6688940
-0,315 1,7604820
-0,305 0,4700558
-0,255 1,0691180
-0,245 1,1731790
-0,235 1,1514410
-0,225 0,8920012
-0,215 0,8413963
-0,205 0,8453164
-0,195 0,8025516
-0,185 0,8210830
-0,175 0,7523031
-0,165 0,6318491
-0,155 0,5926480
-0,145 0,5709093
-0,135 0,5342029
-0,125 0,5509524
-0,115 0,8552948
-0,105 0,7786747
-0,095 0,6204451
-0,085 0,5958554
-0,075 0,4821725
-0,065 0,4422587
-0,055 0,4080469
-0,045 0,4059087
-0,035 0,3920101
-0,025 0,3560165
-0,015 0,3381978
-0,005 0,3371287
0,005 0,3264375
0,015 0,3121826
0,025 0,3029169
0,035 0,3075497
0,045 0,3275066
0,055 0,2900875
0,065 0,2925821
0,075 0,2786836
0,085 0,2740507
0,095 0,2772581
0,105 0,2558757
0,115 0,2633595
0,125 0,2719125
0,135 0,2676360
0,145 0,2444718
0,155 0,2330678
0,165 0,2651414
0,175 0,2615777
0,185 0,2409080
0,195 0,2387698
0,205 0,2487482
0,215 0,2676360
0,225 0,2373443
0,235 0,2380571
0,245 0,2868801
0,255 0,2305732
0,265 0,2366316
0,275 0,2480355
0,285 0,2377007
0,295 0,2184566
0,305 0,2291477
0,315 0,2302168
0,325 0,2352061
0,335 0,2373443
0,345 0,2605085
0,355 0,2818909
0,365 0,3275066
0,375 0,4133925
0,385 0,4283602
0,395 0,3610057
0,405 0,3039860
0,415 0,3096880
0,425 0,3196664
0,435 0,3681331
0,445 0,3706278
0,455 0,3620748
0,465 0,4625719
0,475 0,3563728
0,485 0,3528091
0,495 0,3054115
0,505 0,2922257
0,515 0,2587267
0,525 0,2608649
0,535 0,3203792
0,545 0,3082625
0,555 0,2583703
0,565 0,2291477
0,575 0,2323551
0,585 0,2241585
0,595 0,2127546
0,605 0,2266531
0,615 0,2184566
0,625 0,2141801
0,635 0,2027761
0,645 0,2006379
0,655 0,2123982
0,665 0,1885212
0,675 0,1927977
0,685 0,1981433
0,695 0,2063399
0,705 0,2344933
0,715 0,2419772
0,725 0,2865238
0,735 0,2943640
0,745 0,2220203
0,755 0,1860266
0,765 0,2184566
0,775 0,2088345
0,785 0,1895903
0,795 0,1831756
0,805 0,1952923
0,815 0,1617933
0,825 0,1699898
0,835 0,1539531
0,845 0,1471820
0,855 0,1596550
0,865 0,1514585
0,875 0,1436183
0,885 0,1489638
0,895 0,1457565
0,905 0,1350653
0,915 0,1539531
0,925 0,1496766
0,935 0,1471820
0,945 0,1550222
0,955 0,1400545
0,965 0,1240177
0,975 0,1486075
0,985 0,1614369
0,995 0,1425491
1,005 0,1375599
1,015 0,1322143
1,025 0,1478947
1,035 0,1429055
1,045 0,1443310
1,055 0,1279379
1,065 0,1425491
1,075 0,1372035
1,085 0,1518148
1,095 0,1592987
1,105 0,1610805
1,115 0,1767609
1,125 0,1336398
1,135 0,1315016
1,145 0,1486075
1,155 0,1521712
1,165 0,1272251
1,175 0,1493202
1,185 0,1443310
1,195 0,1407673
1,205 0,1329271
1,215 0,1268687
1,225 0,1307888
1,235 0,1339962
1,245 0,1275815
1,255 0,1332834
1,265 0,1161775
1,275 0,1268687
1,285 0,1354217
1,295 0,1924413
1,305 0,1557349
1,315 0,1318579
1,325 0,1275815
1,335 0,1257996
1,345 0,1354217
1,355 0,1525276
1,365 0,1603678
1,375 0,1250869
1,385 0,1272251
1,395 0,1193849
1,405 0,1161775
1,415 0,1183158
1,425 0,1065555
1,435 0,1240177
1,445 0,1471820
1,455 0,1332834
1,465 0,1204540
1,475 0,1104756
1,485 0,1133266
1,495 0,1026354
1,505 0,0951516
1,515 0,1079810
1,525 0,1054864
1,535 0,1086937
1,545 0,0908751
1,555 0,0926569
1,565 0,0865986
1,575 0,0894496
1,585 0,0862422
1,595 0,0947952
1,605 0,1129702
1,615 0,1265124
1,625 0,1222359
1,635 0,1197413
1,645 0,0969334
1,655 0,0823221
1,665 0,0901623
1,675 0,0791148
1,685 0,0848167
1,695 0,0784020
1,705 0,0780457
1,715 0,0705618
1,725 0,0780457
1,735 0,0705618
1,745 0,0666417
1,755 0,0744819
1,765 0,0702055
1,775 0,0680672
1,785 0,0755510
1,795 0,0808966
1,805 0,0712746
1,815 0,0719873
1,825 0,0687800
1,835 0,0691363
1,845 0,0687800
1,855 0,0627216
1,865 0,0627216
1,875 0,0591579
1,885 0,0534559
1,895 0,0470412
1,905 0,0655726
1,915 0,0609398
1,925 0,0548814
1,935 0,0548814
1,945 0,0538123
1,955 0,0506049
1,965 0,0520304
1,975 0,0552378
1,985 0,0577324
1,995 0,0502486
2,005 0,0477540
2,015 0,0484667
2,025 0,0509613
2,035 0,0466848
2,045 0,0498922
2,055 0,0652162
2,065 0,0588015
2,075 0,0570197
2,085 0,0759074
2,095 0,0698491
2,105 0,0559505
2,115 0,0548814
2,125 0,0598706
2,135 0,0652162
2,145 0,0769765
2,155 0,1250869
2,165 0,1988560
2,175 0,2063399
2,185 0,1967178
2,195 0,1910158
2,205 0,1172467
2,215 0,0851731
2,225 0,0734128
2,235 0,0794711
2,245 0,0702055
2,255 0,0623652
2,265 0,0516741
2,275 0,0612961
2,285 0,0563069
2,295 0,0523868
2,305 0,0495358
2,315 0,0459721
2,325 0,0395574
2,335 0,0434775
2,345 0,0402701
2,355 0,0431211
2,365 0,0399138
2,375 0,0399138
2,385 0,0402701
2,395 0,0427647
2,405 0,0352809
2,415 0,0413392
2,425 0,0438339
2,435 0,0342118
2,445 0,0374191
2,455 0,0331427
2,465 0,0409829
2,475 0,0359937
2,485 0,0363500
2,495 0,0320736

Annexe B

Une préoccupation éventuelle relativement à l’approche avec variables instrumentales est le fait que le secteur d’emploi passé (l’indicateur de secteur décalé utilisé comme instrument exclu pour l’identification) puisse être déterminé de manière endogène à partir du rendement relatif des investissements (RRI) pour des raisons non observées et qu’il ne satisfasse pas à la limite d’exclusion. Pour répondre à cette préoccupation, la vérification « placebo » suivante a été menée. Est effectuée une régression directe de l’ensemble d’indicateurs de secteurs décalés, selon le code du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord à deux chiffres, par rapport au RRI :

Θ i,2013 =ι+SECTEU R it ' ζ+ X i,2013 ' ψ+ τ i,2013    (B1) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaqGyoWdamaaBaaaleaapeGaamyAaiaacYcacaaIYaGaaGimaiaa igdacaaIZaaapaqabaGcpeGaeyypa0JaeqyUdKMaey4kaSIaam4uai aadweacaWGdbGaamivaiaadweacaWGvbGaamOua8aadaqhaaWcbaWd biaadMgacaWG0baapaqaa8qacaGGNaaaaOGaeqOTdONaey4kaSIaam iwa8aadaqhaaWcbaWdbiaadMgacaGGSaGaaGOmaiaaicdacaaIXaGa aG4maaWdaeaapeGaai4jaaaakiabeI8a5jabgUcaRiabes8a09aada WgaaWcbaWdbiaadMgacaGGSaGaaGOmaiaaicdacaaIXaGaaG4maaWd aeqaaaaa@5B14@

On estime à nouveau ce modèle séparément pour chaque t{ 2000, 2004, 2008 } MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaeyicI48aaiWaa8aabaWdbiaaikdacaaIWaGaaGimaiaa icdacaGGSaGaaiiOaiaaykW7caaIYaGaaGimaiaaicdacaaI0aGaai ilaiaaykW7caGGGcGaaGOmaiaaicdacaaIWaGaaGioaaGaay5Eaiaa w2haaaaa@4A6C@ , comme précédemment. L’analyse est également limitée aux personnes qui ne participaient pas du tout à un régime de pension d’employeur (RPE) entre 2000 et 2013. Cela permet de veiller à ce que tout effet du secteur d’emploi décalé sur le RRI soit direct et qu’il ne découle pas indirectement de l’effet d’une ancienne participation à un RPE.

Les résultats de l’analyse sont présentés dans le tableau B.1. Conformément aux attentes, les indicateurs de secteur d’emploi passé ont des effets directs insignifiants sur le RRI, particulièrement pour les décalages plus importants. Les statistiques de test F limitées permettent d’estimer la mesure dans laquelle les indicateurs de secteur expliquent conjointement le RRI; ces variables ne sont pertinentes dans aucun des cas. Par conséquent, tout effet des indicateurs de secteurs d’emploi décalés sur les connaissances financières s’exprime probablement indirectement par l’effet d’une participation à un RPE.


Tableau B.1
Vérification placebo des effets des indicateurs de secteurs d’emploi décalés sur le taux de rendement relatif des investissements
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Vérification placebo des effets des indicateurs de secteurs d’emploi décalés sur le taux de rendement relatif des investissements 2008 (décalage de 5 ans), 2004 (décalage de 9 ans) et 2000 (décalage de 13 ans), calculées selon estimation des coefficients et statistiques unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
2008
(décalage de 5 ans)
2004
(décalage de 9 ans)
2000
(décalage de 13 ans)
estimation des coefficients
Secteur d’emploi (code du SCIAN)
Extraction minière, exploitation en carrière et extraction de pétrole et de gaz (21) -0,116Note * 0,022 0,031
Services publics (22) -0,281 0,005 0,000
Construction (23) -0,041 0,037 0,055Tableau B,1 Note 
Fabrication (31) -0,046 -0,005 -0,031
Fabrication (32) -0,091Note * -0,025 -0,008
Fabrication (33) -0,102Note ** -0,002 -0,015
Commerce de gros (41) -0,053 0,003 -0,027
Commerce de détail (44) -0,050 0,012 0,010
Commerce de détail (45) 0,024 0,032 0,019
Transport et entreposage (48) -0,098Note * 0,009 -0,013
Transport et entreposage (49) -0,075 -0,003 -0,023
Industrie de l’information et industrie culturelle (51) -0,053 0,029 -0,028
Finance et assurances (52) -0,086Tableau B,1 Note  -0,011 -0,028
Services immobiliers et services de location et de location à bail (53) -0,090Note * -0,003 -0,027
Services professionnels, scientifiques et techniques (54) -0,046 0,035 0,009
Gestion de sociétés et d’entreprises (55) -0,092Tableau B,1 Note  0,006 -0,060
Services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d’assainissement (56) -0,072Note * -0,007 -0,043
Services d’enseignement (61) -0,060 -0,008 -0,013
Soins de santé et assistance sociale (62) -0,064Tableau B,1 Note  0,018 -0,001
Arts, spectacles et loisirs (71) -0,076 -0,018 -0,024
Hébergement et services de restauration (72) -0,068Tableau B,1 Note  -0,003 -0,026
Autres services (sauf les administrations publiques) (81) -0,042 0,026 0,002
Administrations publiques (91) -0,029 0,076Tableau B,1 Note  0,031
statistiques
Statistiques
R au carré 0,037 0,037 0,037
Observations 80 092 80 092 80 092
Statistique « F » (tout) 18,7 18,6 18,8
Statistique « F » (limitée) 0,1 0,7 1,6

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