Notes

^1.

On entend par couples des partenaires de sexe opposé seulement. Sont exclus de l'analyse les couples de même sexe à cause de la taille restreinte de l'échantillon (73 couples de même sexe).

^2.

On suppose que le père et la mère ne mettent pas leurs revenus en commun.

^3.

On suppose qu'il y a inégalité dans la gestion des finances du ménage.

^4.

Le coefficient de Gini est une mesure de l'inégalité d'une distribution : une valeur de 0 indique l'égalité totale et une valeur de 1, l'inégalité totale.

^5.

Il s'agit des rôles appropriés qu'on attribue à l'homme et à la femme, tant à la maison qu'au travail.

^6.

De même, en ce qui concerne le fonctionnement de ces stratégies, Vogler, Brockmann et Wiggins (2006, p. 459) passent en revue les études publiées et estiment que les couples qui mettent leurs revenus en commun cherchent à atteindre l'égalité dans le contrôle de l'argent du couple, même si leur apport financier au revenu commun est très différent, alors que les couples qui séparent leurs revenus sont beaucoup plus portés à définir l'égalité en fonction d'apports égaux, les deux partenaires contribuant dans des proportions égales aux dépenses collectives (moitié-moitié) bien qu'ils aient souvent des niveaux de revenu très différents.

^7.

L'enquête a recueilli des réponses par personne interposée dans 618 cas, soit 2,6 % de l'échantillon.

^8.

Dans ce groupe, 63 répondants ont déclaré utiliser des stratégies autres que les cinq réponses proposées et 380 répondants ne savaient pas quel type de stratégie ils utilisaient ou n'ont pas répondu à la question. La fréquence de la non-réponse partielle à cette question est comparable à celle des questions courantes, comme la question portant sur le niveau de scolarité.

^9.

Toutefois, les répondants qui n'ont pas répondu aux questions de l'ESG concernant le revenu ont été désignés pour être compris dans l'analyse.

^10.

On a exclu 218 cas dans lesquels les enfants adultes (âgés de 25 ans et plus) touchaient un revenu et 2 261 cas dans lesquels d'autres membres de la famille, comme des enfants âgés de 15 à 24 ans ou des membres de la famille élargie, touchaient un revenu. L'inclusion de ces cas n'aurait pas permis la mesure de l'apport relatif au revenu des conjoints compris dans l'échantillon, variable clé dans les études publiées.

^11.

Encore une fois, 63 répondants seulement ont déclaré utiliser une autre stratégie et ces répondants ont été exclus de l'analyse. La catégorisation utilisée dans cette étude est plus détaillée que la classification à deux catégories utilisée dans un certain nombre d'études. Vogler et coll. (2008), Treas (1993) ainsi que Heimdal et Houseknecht (2003) combinent l'allocation et la mise en commun des revenus en une seule catégorie, en partie à cause de la taille de l'échantillon, mais Vogler et coll. (2008) soutiennent aussi que l'allocation et la mise en commun des revenus constituent des stratégies dans lesquelles l'argent est considéré comme propriété collective et les conjoints fonctionnent plus ou moins comme une seule unité économique. Cette stratégie diffère de celle de la séparation des revenus, qui correspond à des unités individualisées (p. 120).

^12.

Les données de l'ISSP de 2002 montrent que l'allocation des revenus est pratiquée par 3 % à 5 % des couples en Suède, en Finlande et en Norvège, par environ 15 % à 25 % des couples des pays anglo-saxons (États-Unis, Royaume-Uni, Irlande, Australie et Nouvelle-Zélande), par environ 45 % à 55 % des couples au Brésil, au Mexique et au Chili, et par 70 % des couples aux Philippines et au Japon. Le Canada n'est pas compris dans l'ISSP de 2002.

^13.

Ces variables sont les suivantes : les deux partenaires sont nés au Canada (groupe de référence); le mari est né au Canada et la femme a immigré; le mari a immigré et la femme est née au Canada; les deux partenaires ont immigré.

^14.

Comme, dans l'ESG, le niveau de scolarité est une variable catégorique, le niveau de scolarité de la femme par rapport à celui de son mari ou de son partenaire est défini comme le niveau de scolarité de la femme moins celui du mari ou du partenaire.

^15.

L'ESG comprend une variable continue correspondant au revenu personnel des répondants, une variable catégorique correspondant au revenu du ménage, ainsi que le nombre de personnes qui touchent un revenu au sein du ménage. Avec ces renseignements on a pu calculer le revenu de la femme et celui du mari ou du partenaire. L'utilisation des limites inférieures et des points intermédiaires des catégories de revenu des ménages a donné des résultats de régression très semblables. Le revenu de la femme par rapport à celui de son mari ou de son partenaire est défini comme la différence entre le revenu de la femme et celui du mari ou du partenaire.

^16.

Par exemple, on pourrait supposer que les femmes âgées qui touchent des prestations de la Sécurité de la vieillesse à 65 ans disposent d'une source de revenu indépendante et personnelle sur laquelle elles préfèrent garder le contrôle et qui les porte davantage à opter au moins pour la séparation partielle des revenus. Une variable distinguant les femmes de moins de 65 ans et celles de plus de 65 ans n'a pas permis de soutenir cette hypothèse.

^17.

Chez les couples de l'échantillon, la cohabitation, donc l'union libre, peut faire suite à un mariage antérieur, d'où la possibilité d'un chevauchement entre ces deux variables. Pour évaluer cet aspect, le modèle a été exécuté sans l'union libre, puis avec une variable combinant l'union libre et le mariage antérieur. Ces spécifications ont donné le même résultat; le mariage antérieur reste donc non significatif.

^18.

À l'égard du revenu, on a utilisé des catégories de référence distinctes pour les hommes et pour les femmes.

^19.

Dans une première version de l'analyse, on a utilisé des variables nominales correspondant à toutes les provinces canadiennes, mais elles ont donné des résultats semblables à ceux de la variable nominale « Québec–reste du Canada ». On a conservé cette dernière dans le modèle pour réaliser des économies et simplifier la présentation.

^20.

L'effet négatif de la composition de la famille reflète le fait que la présence d'enfants réduit la probabilité de séparer les revenus. Cette caractéristique est moins répandue chez les couples en union libre que chez les couples mariés.

^21.

Ces résultats de la décomposition sont fondés sur les coefficients de l'échantillon de répondants mariés. Lorsqu'on utilise les coefficients de l'échantillon de répondants vivant en union libre, les résultats sont semblables; les caractéristiques de la composition comptent pour 16,7 points de pourcentage, ou 50 %, de l'écart dans la fréquence de la séparation des revenus (contre 14,0 points de pourcentage, ou 41 %, lorsqu'on utilise les coefficients des répondants mariés). Dans les deux cas, la durée de la relation compte pour la plus forte proportion de la composante expliquée.