IV. Méthodes

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Pour juger de l'incidence du licenciement du mari sur le revenu familial, nous nous reportons au cadre méthodologique appliqué par Jacobson, LaLonde et Sullivan (1993) et Stevens (1997). Il s'agit d'estimer une réaction du revenu au licenciement sous une forme réduite. Nous employons l'estimateur robuste de matrice des variances asymptotiques pour tenir compte de l'hétéroscédasticité et de la corrélation sériale sous une forme arbitraire (Wooldridge, 2002, p. 275).

En particulier, nous spécifions les trajectoires de gains des maris par des modèles à effets fixes :

où y^h_it désigne les gains annuels du mari i dans l'année t , où X_it comprend un terme quadratique pour l'âge des maris, le nombre d'enfants de 15 ans et plus et des variables fictives de région et où γ _t est un vecteur d'effets d'année, D _it^k un vecteur de variables fictives prenant la valeur de 1 si le mari i est licencié k années avant l'année t ( D^itk =0 dans le cas contraire), α _i un vecteur d'effets fixes par personne et ε _it un terme d'erreur.

De même, nous spécifions les trajectoires de gains des épouses de la manière suivante :

où y ^w_it désigne les gains annuels de la femme i dans l'année t et où Z_it est un vecteur des caractéristiques observables des épouses (le même que pour X_it sauf que le terme quadratique est pour l'âge de la femme), ϑ t un vecteur d'effets d'année, D _it^k un vecteur de variables fictives prenant la valeur de 1 si le mari i est licencié k années avant l'année t ( D _it^k = 0 dans le cas contraire), φ _i un vecteur d'effets fixes par personne et v_it un terme d'erreur. Comme dans Stephens (2002), l'équation (2) laisse les gains des femmes réagir au chômage du mari avant et après la mise en chômage de celui-ci.

On spécifie de même les gains des autres membres de la famille y_oit :

où X_it est le même qu'à l'équation (1). Si l'équation (2) permet d'inclure un « effet de travailleur supplémentaire » par la variation des gains des épouses, l'équation (3) laisse les autres membres de la famille changer leur offre de travail en réaction au chômage de l'époux.

Si on suppose que le revenu de placements est à caractère exogène, on peut se servir des équations (1) à (3) pour estimer sous forme réduite le revenu familial tant avant qu'après impôt ⁸ :

où y ^f_it désigne le revenu familial avant (ou après) impôt et où Θ _k mesure l'incidence du licenciement du mari sur le revenu familial. Par définition, Θ _k donne, outre la contribution des transferts gouvernementaux et de l'impôt sur le revenu des particuliers, l'incidence sur le revenu familial des maris ( δ_k ), des femmes ( η_k ) et des autres membres de la famille ( λ_k ) avant et après le licenciement de l'époux. La variable de l'âge du mari dans X_it est une variable substitutive pour l'« âge de la famille ».

Comme les gains des travailleurs déplacés commencent à rétrécir nettement au moins trois ans avant la perte d'emploi (Jacobson, LaLonde et Sullivan, 1993 p. 687), nous spécifions a = -3. Pour laisser le licenciement du mari influer sur le revenu familial sur plusieurs années, nous spécifions b = 5. Ainsi, nous laissons le licenciement du mari agir sur le revenu familial jusqu'à trois ans avant la perte d'emploi et jusqu'à cinq ans après.

Dans les modèles qui précèdent, nous ne prévoyons pas que certaines familles n'aient pas d'enfants en âge de travailler (âgés de 15 ans et plus) qui soient en mesure de changer leur offre de travail en réaction au licenciement de leur père. Pour considérer les différences de réaction des familles avec et sans enfants de 15 ans et plus, nous envisageons deux autres échantillons, l'un où des enfants de 15 ans et plus sont présents dans la famille à un certain moment dans la période d'observation de cette dernière et l'autre où des enfants de 15 ans et plus ne sont jamais présents. Dans les modèles correspondant au premier de ces échantillons, le jeu de variables explicatives est le même que dans (1) à (4); dans les modèles correspondant au second, X_it ne comprend pas une variable pour les enfants de 15 ans et plus et l'équation (3) ne fait pas l'objet d'une estimation.

Les gains des femmes et des hommes seuls sont modélisés comme pour les hommes mariés sauf exclusion évidente des enfants de X_it à l'équation (1) :

La correction est semblable à l'équation (4).

Outre les modèles qui précèdent, nous estimons des modèles où le jeu de variables explicatives comprend des termes d'interaction avec une variable « perte de pension » de substitution dans le cas des licenciements permanents. Ainsi, l'équation (1) prend la forme

et les autres équations sont corrigées en conséquence. À noter que M_i =1 si les maris ne perdent pas leur participation à un régime de pension agréé (RPA). Ainsi, δ _k indique les pertes de revenu de ceux qui ont dû renoncer à leur régime de retraite à la suite du licenciement (variable substitutive des variations de cotisations aux RPA), alors que le sens et la valeur de ω _k indiqueront la diminution (ou l'augmentation) de la perte de revenu pour ceux qui « n'ont pas perdu leur pension ».

8 . Le revenu familial avant impôt comprend les gains indiqués sur le feuillet T4, le revenu autre d'emploi, le revenu sous forme de pensions et de rentes, les allocations et autres prestations familiales, les prestations d'assurance-emploi, les dividendes, les intérêts et autre revenu de placements, le revenu net tiré de sociétés en commandite, le revenu locatif, les pensions et autres prestations alimentaires, le revenu sous d'autres formes, les crédits d'impôt remboursables des provinces, le crédit d'impôt et la prestation fiscale pour enfants et les crédits de la taxe sur les produits et services et de la taxe de vente fédérale.