Notes

^1.

Dans le Fichier sur la famille T1 (T1FF), la population d'intérêt comprend tous les membres des familles canadiennes (familles comptant au moins une personne vivant au Canada). À des fins d'analyse transversale, pour une année de référence donnée, les données couvrent toutes les personnes ayant produit une déclaration de revenus T1 pour l'année en question ou ayant reçu pendant l'année la Prestation fiscale canadienne pour enfants, ainsi que leur conjoint non déclarant, leurs enfants non déclarants et leurs enfants déclarants habitant à la même adresse qu'elles.

^2.

La législation fiscale a été modifiée par la suite et, depuis 2007, les Canadiens ont le droit de cotiser à leur REER jusqu'à la fin de l'année de leur 71^e anniversaire.

^3.

Par exemple, en 1991, l'âge moyen de la retraite était de 60,7 ans chez les employés du secteur public et de 62,7 ans chez ceux du secteur privé. Par conséquent, l'inclusion des participants à un RPA qui étaient encore actifs à 62 ans entraînerait la sous-représentation des employés du secteur public, dont bon nombre ont accumulé des années de service ouvrant droit à pension dans des régimes de retraite à prestations déterminées.

^4.

Nous aurions pu aussi limiter l'échantillon aux personnes qui avaient au plus 56 ans en 1991, mais au prix d'une réduction de la taille de l'échantillon. En choisissant le groupe d'âge de 55 à 57 ans, nous faisons un compromis entre la réduction du risque de biais de sélection et le maintien de la taille de l'échantillon.

^5.

Nous avons conservé dans l'échantillon les déclarants qui touchaient un modeste revenu d'un travail indépendant (moins de 500 $ par année).

^6.

Les taux d'emploi des hommes de 50 à 54 ans étaient respectivement de 84 % et 85 % en 1989 et 2006, tandis que ceux des hommes de 55 à 59 ans étaient respectivement de 73 % et 72 %.

^7.

En 1993, les participants à un RPDB comptaient pour 7 % des participants à un RPA.

^8.

Les chiffres correspondants pour les célibataires de ce groupe d'âge sont de 13 points de pourcentage chez les hommes et de 7 points de pourcentage chez les femmes.

^9.

Par exemple, nous avons calculé le nombre d'années où chaque déclarant avait fait une cotisation d'employé à un RPA pour les années 1986 à 1992. Parmi ceux qui n'avaient cotisé pendant aucune année, plus du quart ont déclaré un facteur d'équivalence positif en 1991. À cause de cette sous-estimation de la protection en matière de pensions, nous avons renoncé à utiliser la variable « cotisations d'employé ».

^10.

Il convient de signaler que les cohortes âgées de 55 à 57 ans en 1991 et celles du même âge en 2001 ont connu une situation économique semblable par rapport à la décennie précédente. Les personnes âgées de 55 à 57 ans en 1991 étaient à la fin de la quarantaine pendant la période de récession de 1982-1983 et au début de la cinquantaine pendant la période d'expansion de la fin des années 1980. De même, les personnes âgées de 55 à 57 ans en 2001 étaient à la fin de la quarantaine pendant la période de récession de 1992-1993 et au début de la cinquantaine pendant la période d'expansion de la fin des années 1990.

^11.

Des analyses antérieures montrent qu'un indice des prix à la consommation (IPC) établi pour un sous-groupe donné, comme les personnes qui se situent vers le bas ou vers le sommet de la répartition des revenus, ne diffère pas tellement de l'IPC pour l'ensemble de la population. Nous appliquons donc le même IPC à toutes les personnes de notre échantillon. Taktek, Nathalie, juin 1998, Étude comparative d'indices de prix à la consommation (IPC) analytiques pour différents sous-groupes de la population de référence, produit n° 62F0014MIB au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, Série analytique – Division des prix, n^o 13.

^12.

Le revenu moyen provenant directement d'un REER était un peu plus élevé (près de 1 700 $) chez les non-participants à un RPA du cinquième quintile.

^13.

Les gains touchés en 2006 comprennent les salaires et traitements, le revenu net provenant d'un travail indépendant, le revenu d'une société en commandite simple et tout autre revenu d'emploi.

^14.

Comme dans le cas des hommes, la fréquence de réception de SRG/versement net des suppléments fédéraux était de 8 à 12 points de pourcentage plus élevée parmi les femmes qui ne bénéficiaient pas de la protection offerte par un RPA que parmi celles qui en bénéficiaient (voir le tableau explicatif 1 en annexe).

^15.

Rappelons que l'échantillon est limité aux personnes ayant produit une déclaration de revenus et touché des gains positifs en 1989, 1990 et 1991 inclusivement. Les immigrants arrivés au Canada entre 1989 et 1991 mais ne répondant pas à ces critères sont exclus.

^16.

Dans les modèles, nous avons mis à l'essai un ensemble de catégories d'immigration plus détaillé établissant une distinction entre les immigrants arrivés pendant la première et la deuxième moitié des années 1980. Toutefois, comme nous avons obtenu trop peu de cas dans plusieurs modèles propres à un quintile donné, nous avons utilisé le groupe plus vaste.

^17.

Les mêmes modèles ont été exécutés pour les années 2003, 2004 et 2005 et ils ont donné des résultats similaires. Des 20 régressions exécutées par les hommes (les cinq quintiles pour chacune des quatre années), la relation entre la protection en matière de pensions et les taux de remplacement du revenu était non significative dans 13 cas, positive et significative dans un cas et négative et significative dans six cas.

^18.

Encore une fois, les résultats des modèles exécutés pour 2003, 2204 et 2006 sont similaires. Des 20 modèles de régression exécutés par les femmes, la relation entre la protection en matière de pensions et les taux de remplacement du revenu étaient non significative dans 16 cas et négative et significative dans quatre cas.