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en-tête principal pour « L'emploi et le revenu en perspective »
sous-titre « L'édition en ligne »

Février 2002     Vol. 3, no. 2

Inégalité de la richesse

René Morissette, Xuelin Zhang et Marie Drolet

La répartition du revenu a beaucoup retenu l'attention dans la plupart des pays membres de l'OCDE, incluant le Canada. Au pays, l'inégalité des gains des particuliers s'est accrue depuis le début des années 1980, du moins chez les travailleurs de sexe masculin (Morissette, Myles et Picot, 1994; Beach et Slotsve, 1996). Par contre, l'inégalité du revenu disponible des familles n'a pas augmenté entre le milieu des années 1970 et le milieu des années 1990 (Wolfson et Murphy, 1998). L'inégalité de la richesse, toutefois, a peu attiré l'attention.

A partir de l'Enquête sur les avoirs et les dettes de 1984 et de l'Enquête sur la sécurité financière de 1999, le présent article permet d'examiner les changements dans l'inégalité de la richesse survenus entre 1984 et 1999. Dans la majeure partie de l'analyse, on utilise trois échantillons différents : l'ensemble des familles, toutes les familles sauf celles se situant dans la tranche supérieure de 1 % de la répartition de la richesse, et toutes les familles sauf celles se situant dans la tranche supérieure de 5 % de la répartition (voir Sources des données et définitions).

Richesse moyenne et médiane

La richesse réelle (c'est-à-dire corrigée en fonction de l'inflation) médiane a augmenté d'environ 10 % entre 1984 et 1999 (graphique A). La richesse réelle moyenne s'est accrue de 28 % à 37 %, selon l'échantillon considéré. L'exclusion de la tranche supérieure de 1 % des familles a eu pour effet de faire baisser le taux de croissance de la richesse moyenne, celui-ci passant de 37 % à 31 %, ce qui montre que le choix de l'échantillon importe. On constate une augmentation de la richesse médiane et de la richesse moyenne malgré le pourcentage plus élevé de familles dont la valeur nette est nulle ou négative (11 % en 1984 contre 13 % en 1999).

Puisque les familles plus âgées ont davantage de temps pour accumuler des économies, la richesse croît avec l'âge du soutien économique principal, du moins jusqu'à 65 ans (tableau 1). Selon une analyse shift-share, entre 30 % et 39 % de l'augmentation de la richesse moyenne serait liée au vieillissement des familles, le reste étant attribuable à la croissance de la richesse moyenne des différents groupes d'âge.

L'inégalité de la richesse a-t-elle crû?

Entre 1984 et 1999, la répartition de la richesse est devenue plus inégale alors qu'une augmentation de la richesse réelle ne s'est produite que pour certains segments de la population note 4 . La richesse réelle médiane a diminué dans les trois déciles inférieurs mais s'est accentuée d'au moins 30 % dans les trois déciles supérieurs (tableau 2). Seules les familles se situant dans les deux déciles supérieurs de la répartition de la richesse ont augmenté leur part de la valeur nette totale (graphique B). Dans le cas des huit autres déciles, la part de la valeur nette totale a reculé. D'après ces résultats, seules les familles se situant dans les deux déciles supérieurs ont vu leur richesse moyenne augmenter plus rapidement que la richesse moyenne globale.

L'inégalité de la richesse ne s'est pas accrue uniformément. Mesurée à l'aide du coefficient de Gini, elle a augmenté beaucoup plus chez les couples non âgés ayant des enfants et les familles monoparentales que chez les personnes seules et les couples non âgés sans enfants (tableau 3). Chez les couples non âgés ayant des enfants de moins de 18 ans, la richesse réelle moyenne a diminué d'environ 15 % dans le deuxième quintile, mais grimpé d'environ 20 % dans le quatrième quintile et davantage encore dans le cinquième quintile (tableau 4).

Changements dans la structure de la richesse

L'augmentation de l'inégalité de la richesse s'est accompagnée de changements importants dans la structure de la richesse. La richesse réelle médiane et la richesse réelle moyenne ont évolué de façon très distincte pour différentes familles. En premier lieu, toutes deux ont progressé beaucoup plus chez les familles dont le soutien économique principal était un diplômé universitaire (tableau 5). En deuxième lieu, elles ont diminué chez les familles dont le soutien économique principal était âgé de 25 à 34 ans et augmenté chez celles dont le soutien économique principal était âgé de 55 à 64 ans. La hausse a été encore plus forte chez les familles dont le soutien économique principal était âgé de 65 ans ou plus. En troisième lieu, toutes deux ont crû chez les familles nées au Canada et celles nées à l'étranger habitant au Canada depuis 20 ans ou plus, mais fléchi chez les familles nées à l'étranger habitant au Canada depuis moins de 10 ans. En quatrième lieu, elles ont augmenté plus rapidement chez les couples non âgés sans enfants que chez les couples non âgés ayant des enfants de moins de 18 ans.

Dans de nombreux sous-groupes de population, la richesse réelle médiane s'est accrue beaucoup plus lentement que la richesse moyenne. Par exemple, dans le cas des familles dont le soutien économique principal était âgé de 25 à 34 ans, la richesse réelle médiane a chuté de 36 % tandis que la richesse réelle moyenne a diminué de 4 % seulement. De même, la richesse réelle médiane des couples non âgés ayant de 25 à 54 ans et des enfants de moins de 18 ans a peu varié alors que leur richesse réelle moyenne a crû de 30 % (graphique C) note 5 .

Les jeunes couples ayant des enfants de moins de 18 ans et dont le soutien économique principal était âgé de 25 à 34 ans ont connu de fortes variations. Leur richesse réelle médiane et leur richesse réelle moyenne ont baissé de 30 % et de 20 %, respectivement. Le pourcentage de ces couples ayant une valeur nette nulle ou négative est passé de 9,5 % en 1984 à 16,1 % en 1999. Le repli de la richesse médiane reflète un fléchissement de 39 % de la valeur nette détenue quant à la résidence principale, lequel a fait plus qu'annuler la hausse de 12 % enregistrée au chapitre de la richesse financière note 6 .

Chez les familles dont le soutien économique principal était âgé de 25 à 34 ans, il est peu probable que le déclin de la richesse réelle médiane, qui a reculé de 36 %, soit attribuable uniquement à une diminution du revenu réel médian après impôt, lequel n'a baissé que de 7 % note 7 . Toutefois, on constate une divergence beaucoup plus faible entre les taux de croissance de la richesse moyenne et du revenu moyen après impôt (-4 % et 1 %, respectivement). Il est peu probable que les héritages et les transferts entre vifs (par exemple, le financement des études ou le versement initial sur une maison par les parents) soient des facteurs contributifs, puisqu'il est peu probable que les parents en 1999 soient plus pauvres que ceux en 1984.

Par contre, la forte augmentation de la richesse réelle médiane et de la richesse réelle moyenne (56 % et 51 %, respectivement) des familles dont le soutien économique principal était âgé de 65 ans ou plus tient probablement à une combinaison de facteurs : des héritages plus considérables peut-être reçus par les répondants en 1999, un revenu plus élevé provenant de régimes de pension privés, et un revenu plus élevé provenant du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec, du Supplément de revenu garanti, ou de la Sécurité de la vieillesse.

Bref, les familles dont le soutien économique principal était un nouveau venu sur le marché du travail — c'est-à-dire une personne jeune ou un immigrant récent — ont perdu du terrain par rapport aux familles plus âgées. En outre, dans un groupe d'âge donné, les familles dont le soutien économique principal n'avait pas de diplôme universitaire ont perdu du terrain par rapport aux familles ayant à leur tête un diplômé universitaire note 8 .

Vieillissement et inégalité de la richesse

Les changements importants dans la structure familiale survenus au cours des deux dernières décennies ont peut-être eu une incidence sur l'inégalité de la richesse. Plus particulièrement, la proportion croissante de personnes seules et de familles monoparentales, dont la richesse est généralement inférieure à la moyenne, peut avoir contribué à accroître l'inégalité de la richesse. Par conséquent, on a repondéré les données de 1999 de telle sorte que l'importance relative des divers types de familles était égale à celle observée en 1984 note 9 . On a calculé ensuite les mesures de l'inégalité résultant de cette repondération.

Les mesures de l'inégalité utilisées étaient le coefficient de Gini, le coefficient de variation et la mesure exponentielle. Alors que le coefficient de Gini est sensible aux changements qui surviennent dans la tranche du milieu de la répartition de la richesse, le coefficient de variation est sensible aux changements dans la tranche supérieure et la mesure exponentielle, à ceux dans la tranche inférieure (tableau 6).

On ne peut affirmer avec certitude que la variation de la structure de la famille a ou n'a pas eu tendance à accroître l'inégalité de la richesse. Lorsqu'on considère toutes les familles, l'incidence est ambiguë. L'application de la structure de la famille de 1984 aux données de 1999 a pour effet de baisser le coefficient de Gini et la mesure exponentielle mais d'augmenter le coefficient de variation (comparativement à leurs valeurs réelles de 1999). Pour l'échantillon dont la tranche supérieure de 1 % de la répartition de la richesse est exclue, l'inégalité de la richesse aurait été moins marquée en 1999 si la composition des familles était restée la même qu'en 1984. Dans le cas de cet échantillon, entre 14 % et 22 % de l'augmentation de l'inégalité de la richesse était attribuable aux changements survenus dans la structure de la famille note 10 . Quant à l'échantillon dont la tranche supérieure de 5 % de la répartition de la richesse est exclue, 25 % et 23 % de l'augmentation du coefficient de Gini et du coefficient de variation, respectivement, étaient attribuables aux changements dans la structure de la famille note 11 .

Le vieillissement de la population a peut-être aussi eu une incidence sur l'inégalité de la richesse. Cependant, cette incidence est peu claire puisqu'elle est associée à une baisse de l'importance relative des jeunes familles, dont la valeur nette est inférieure à la moyenne, et à une augmentation de l'importance relative des familles plus âgées, dont la valeur nette est généralement plus élevée que la moyenne. Pour évaluer l'incidence du vieillissement, on a repondéré les données de 1999 d'après la structure d'âge de 1984 en utilisant six groupes d'âge. Si, en 1999, la structure d'âge avait été la même qu'en 1984, l'inégalité de la richesse aurait été plus élevée. Le vieillissement de la population a donc eu tendance à diminuer l'inégalité de la richesse.

Quelle aurait été l'inégalité de la richesse en 1999 si le revenu permanent et les autres caractéristiques des familles avaient été les mêmes qu'en 1984 et si la valeur nette des familles avait été celle de 1999 note 12 ? Les autres caractéristiques à considérer sont l'âge du soutien économique principal (cinq groupes d'âge), le niveau de scolarité du soutien économique principal (deux niveaux), un indicateur de famille monoparentale, la taille de la famille, des contrôles provinciaux et un indicateur rural-urbain note 13 . Dans le cas des trois échantillons, les mesures hypothétiques de l'inégalité pour 1999 sont toujours plus élevées que les mesures de l'inégalité réelles en 1999. Par conséquent, en 1999, si la répartition du revenu permanent et les autres caractéristiques des familles avaient été les mêmes qu'en 1984 et que la valeur nette des familles avait été celle observée en 1999, l'inégalité de la richesse aurait été plus élevée. A tout le moins, cela permet de supposer que le revenu permanent et d'autres caractéristiques sociodémographiques, tels que mesurés à l'aide de données transversales, n'ont pas contribué de façon importante à l'augmentation de l'inégalité de la richesse.

Explication de l'inégalité de la richesse

Plusieurs facteurs peuvent avoir contribué à la hausse de l'inégalité de la richesse. En premier lieu, les jeunes passent plus de temps aux études avant d'entrer sur le marché du travail, d'où une diminution du nombre d'années pendant lesquelles ils gagnent un revenu important. Cela et l'endettement plus important des étudiants (Finnie, 2001) expliquent probablement une partie de la diminution de leur richesse réelle médiane note 14 . En deuxième lieu, le boom boursier des années 1990 a probablement contribué à la réévaluation rapide des avoirs financiers observée au Canada au cours de la dernière décennie (Yan, 2001). Comme les avoirs financiers sont détenus surtout par les familles au sommet de la répartition de la richesse, cette réévaluation a sans doute contribué à l'augmentation de l'inégalité de la richesse. En troisième lieu, l'accès plus facile au crédit ou des changements dans leurs préférences ont peut-être amené certaines familles dont le niveau de richesse était faible à s'endetter pour financer leurs dépenses, ce qui a diminué leur valeur nette. En quatrième lieu, les cotisations accrues aux REER des familles se situant dans la tranche du milieu de la répartition de la richesse ont peut-être contribué à accroître l'écart entre ces familles et les familles plus pauvres si ces cotisations plus importantes ont eu pour effet de relever leur taux d'épargne. En cinquième lieu, les différences entre les familles dont le niveau de richesse est faible et celles dont le niveau de richesse est élevé dans l'augmentation des héritages et des transferts entre vifs ont peut-être aussi joué un rôle. Il est impossible de quantifier ces facteurs à l'aide des ensembles existants de données.

Résumé

L'inégalité de la richesse s'est accrue entre 1984 et 1999. L'augmentation s'est accompagnée de baisses considérables de la richesse réelle moyenne et médiane de certains groupes, comme les jeunes couples avec enfants et les immigrants récents.

Seul le 10e décile — et dans le cas de certains échantillons, le 9e décile — ont augmenté leur part de la valeur nette totale entre 1984 et 1999. L'inégalité de la richesse s'est accentuée davantage chez les couples non âgés ayant des enfants et les familles monoparentales que chez les personnes seules et les couples non âgés n'ayant pas d'enfants.

La richesse réelle médiane et la richesse réelle moyenne ont progressé beaucoup plus chez les familles dont le soutien économique principal était un diplômé universitaire que chez les autres familles; toutes deux ont baissé chez les familles dont le soutien économique principal était âgé de 25 à 34 ans et augmenté chez celles dont le soutien économique principal était âgé de 55 ans ou plus.

Le vieillissement de la population entre 1984 et 1999 a eu deux incidences importantes : il a eu tendance à accroître la richesse moyenne des Canadiens et à réduire l'inégalité de la richesse.

Les jeunes couples avec enfants ont vu leur richesse médiane diminuer de 30 %. Cela s'est traduit par une baisse importante de leur valeur nette détenue quant à la résidence principale. De plus, une proportion grandissante de ces couples avaient une valeur nette nulle ou négative et ne pouvaient, par conséquent, compter sur leurs économies leur permettant de disposer de liquidités en période de stress économique.

 

Sources des données et définitions

L'Enquête sur les avoirs et les dettes (EAD) de 1984 était un supplément de l'Enquête sur les finances des consommateurs qui a eu lieu en mai 1984. L'Enquête sur la sécurité financière (ESF) de 1999 a été menée de mai à juillet 1999. Dans les deux enquêtes, l'échantillon était fondé sur la base de sondage de l'Enquête sur la population active et représente l'ensemble des familles et des particuliers au Canada, sauf les résidents des territoires, les membres des ménages vivant dans les réserves indiennes, les membres à temps plein des Forces armées et les pensionnaires d'établissements institutionnels note 1 . Des données sur tous les membres d'une famille âgés de 15 ans et plus étaient recueillies.

Il importe de signaler certaines différences entre les deux enquêtes. En premier lieu, dans l'EAD, tous les renseignements sur les composantes des avoirs (sauf la résidence) et des dettes ont été recueillis pour chaque membre de la famille âgé de 15 ans ou plus, puis agrégés au niveau de la famille. Dans l'ESF, par contre, les renseignements sur les composantes des avoirs et des dettes ont été recueillis directement au niveau de la famille. En deuxième lieu, contrairement à l'EAD, l'ESF comprenait un échantillon supplémentaire « à revenu élevé » (composé initialement d'environ 2 000 ménages) inclus afin d'améliorer la qualité des estimations de la richesse note 2 . L'échantillon final de l'EAD comprenait 14 029 familles et celui de l'ESF, 15 933 familles. Les familles comprennent les personnes seules.

Puisqu'on a moins facilement accès aux enregistrements de la valeur réelle des avoirs et du montant des dettes qu'aux dossiers sur le revenu, la qualité des données sur la richesse est jugée inférieure à la qualité des données sur le revenu. En outre, la qualité des estimations des actifs réels (par exemple, les résidences et les véhicules) est jugée supérieure à celle des estimations des avoirs financiers.

Pour pouvoir comparer le concept de richesse entre les deux enquêtes, on a exclu des données de 1999 la valeur du contenu de la résidence, les objets de valeur et de collection, les rentes et les fonds enregistrés de revenu de retraite étant donné qu'ils n'étaient pas compris dans l'enquête de 1984.

On définit la richesse d'une famille comme étant la différence entre la valeur du total de ses avoirs et le montant total de son endettement. Sont exclus la valeur des régimes de pension liés au travail et les droits à pension ou à la sécurité sociale du gouvernement sous la forme de prestations du Régime de pensions du Canada, du Régime de rentes du Québec ou de la Sécurité de la vieillesse. Le capital humain, mesuré selon la valeur du flux actualisé des gains à venir de tous les membres de la famille, est également exclu.

Il est particulièrement difficile de mesurer, à partir des données sur la richesse, la queue supérieure de la répartition de la richesse. En se fondant sur diverses sources de données, Davies (1993) estime que, selon l'EAD, la part de la richesse totale détenue par la tranche supérieure de 1 % des familles en 1984 pourrait passer de 17 % à entre 22 % et 27 %, une fois les ajustements apportés. De même, la part de la richesse totale détenue par la tranche supérieure de 5 % des familles pourrait passer de 38 % à entre 41 % et 46 %.

Puisque dans le présent article on compare la richesse à deux périodes différentes, une autre complication tient au fait que le degré de troncation de la répartition de la richesse peut varier au fil du temps. Plus précisément, supposons que la répartition de la richesse véritable soit restée la même entre 1984 et 1999. En appliquant le raisonnement de Davies (1993, p. 160) à l'analyse de la variation de la répartition de la richesse, si aucune famille canadienne dont la valeur nette était supérieure à 10 millions de dollars ne consentait à une interview en 1984 et si aucune famille canadienne dont la valeur nette était supérieure à 50 millions de dollars ne consentait à une interview en 1999, les données de l'EAD et de l'ESF indiqueraient une augmentation (incorrecte) de l'inégalité de la richesse, qui pourrait être attribuable simplement à l'utilisation de meilleures techniques d'interview lors de la deuxième enquête note 3 . Par conséquent, la plus grande partie de l'analyse élaborée dans cet article porte sur trois échantillons différents : l'ensemble des familles, toutes les familles sauf celles se situant dans la tranche supérieure de 1 % de la répartition de la richesse, et toutes les familles sauf celles se situant dans la tranche supérieure de 5 %.

Le coefficient de Gini et la mesure exponentielle sont deux mesures d'inégalité qui égalent un si une famille possède toute la richesse de la société alors que toutes les autres ont une richesse nulle. Les deux mesures égalent zéro dans le cas d'égalité parfaite, c'est-à-dire si toutes les familles ont la même richesse. Le coefficient de variation, défini comme le ratio de l'écart-type à la moyenne, égale aussi zéro dans le cas d'égalité parfaite. Il augmente — mais n'égale pas nécessairement un — si une famille possède toute la richesse de la société alors que toutes les autres ont une richesse nulle.

Notes

  1. Il s'agit, par exemple, d'établissements pénitentiaires, d'hôpitaux psychiatriques, de sanatoriums, d'orphelinats et de foyers pour personnes âgées.
  2. L'inclusion d'un échantillon supplémentaire à revenu élevé dans l'enquête de 1999 a permis d'obtenir des données plus précises sur la richesse (par exemple, mesures de la richesse moyenne, de la richesse médiane et de l'inégalité de la richesse) comparativement à l'EAD, données qui demeurent non biaisées (comme celles de l'EAD).
  3. Les méthodes de pondération ne peuvent corriger ce problème, puisque l'échantillon ne comprendrait aucune famille dont la valeur nette est supérieure à 10 (50) millions de dollars.
  4. Plus précisément, si la tranche inférieure de 0,5 % de la répartition de la richesse est exclue, on peut affirmer sans ambiguïté que l'inégalité de la richesse a augmenté entre 1984 et 1999, c'est-à-dire que la courbe de Lorenz de 1999 se situe sous la courbe de Lorenz de 1984 pour tous les points de la répartition de la richesse. Voir Morissette, Zhang et Drolet (2002) pour une analyse détaillée.
  5. Les couples ayant des enfants de moins de 18 ans sont ceux dont le soutien économique principal a au moins un enfant âgé de moins de 18 ans.
  6. La richesse financière se rapporte à l'avoir net moins la valeur nette détenue relative à la résidence et à l'entreprise. La richesse financière médiane des jeunes couples ayant des enfants de moins de 18 ans s'est accrue, passant de 7 200 $ en 1984 à 8 000 $ en 1999. Leur valeur nette médiane détenue au chapitre de la résidence principale a chuté, passant de 26 000 $ en 1984 à 16 000 $ en 1999.
  7. Il faut user de circonspection en faisant cette affirmation puisque la variation de la richesse dépend, entre autres choses, de celle des revenus annuels antérieurs après impôt et non seulement de celle du revenu actuel après impôt mesuré à l'aide de données transversales. En d'autres mots, si le revenu actuel après impôt a diminué de 7 %, le revenu accumulé après impôt peut avoir baissé de plus de 7 %.
  8. Puisque certains indices tendent à démontrer que les avoirs financiers étaient mieux déclarés en 1999 qu'en 1984 (Morissette, Zhang et Drolet, 2002), les taux de croissance de la richesse observés pour les groupes dont la richesse augmente doivent être interprétés avec prudence. Ils sont susceptibles de représenter une borne supérieure pour les véritables taux de croissance de la richesse de ces groupes.
  9. On a utilisé 14 catégories pour définir les familles.
  10. Le coefficient de variation qu'on aurait observé en 1999 si la structure de la famille avait été la même qu'en 1984 est égal à 1,498 plutôt qu'à 1,517. Ainsi, dans ce cas, 22 % (c'est-à-dire [1,517-1,498]/[1,517-1,429]) de l'augmentation du coefficient de variation est attribuable aux changements dans la structure de la famille.
  11. La baisse de la mesure exponentielle observée pour cet échantillon (dans les données réelles) est attribuable aux courbes de Lorenz de 1984 et de 1999 qui se croisent sous la tranche inférieure de 0,5 % de la répartition de la richesse.
  12. Le revenu permanent d'une famille désigne le revenu prévu de cette famille au moment où le soutien économique principal aura 45 ans et l'âge du conjoint (s'il existe) est fixé à ce qu'il sera lorsque le soutien économique principal aura 45 ans. Pour de plus amples détails, voir Morissette, Zhang et Drolet (2002).
  13. Aux fins de cette approche, on a regroupé d'abord les données de 1984 et celles de 1999. On a estimé ensuite un modèle logit où la variable dépendante est égale à 1 si une famille ayant un niveau de revenu permanent donné et d'autres attributs donnés est observée en 1984, à 0 si elle est observée en 1999. Puis, on a repondéré les données de 1999 selon le facteur (Pi84/Pi99).(K99/K84), où Pi84 et Pi99 sont la probabilité que la famille i soit observée en 1984 et en 1999, respectivement, et K99 et K84 sont la somme des poids pour 1999 et 1984, respectivement. Enfin, après avoir repondéré les données de 1999, on a calculé les mesures de l'inégalité. Les variables explicatives utilisées dans le modèle logit comprennent le revenu permanent et les autres attributs définis ci-dessus. Pour plus de détails, voir DiNardo, Fortin et Lemieux (1996).
  14. Les jeunes se marient maintenant plus tard, et donc bénéficient plus tard des économies d'échelle associées à la cohabitation. Toutefois, cela pourrait être contrebalancé par le fait que certains jeunes restent chez leurs parents plus longtemps ou ont recours à d'autres formes de cohabitation. De même, le déplacement à la baisse dont atteste le profil âge-gains des jeunes hommes (Beaudry et Green, 1997) a peut-être eu tendance à réduire la richesse réelle des jeunes hommes, mais son effet a peut-être été contrebalancé en partie par le nombre croissant de jeunes familles où les deux conjoints travaillent.

Documents consultés

  • BEACH, C.M., et G.A. SLOTSVE. Are We Becoming Two Societies? : Income Polarization and the Myth of the Declining Middle Class in Canada, Toronto, C.D. Howe Institute, 1996, vol. 12, « Social Policy Challenge Series ».
  • BEAUDRY, P., et D.A. GREEN. « Cohort patterns in Canadian earnings and the skill-biased technical change hypothesis », Colombie-Britannique, Department of Economics, Université de la Colombie-Britannique, 1997, document de travail 97/03.
  • DAVIES, J.B. « The distribution of wealth in Canada », Research in Economic Inequality, Greenwich (CT), éd. E. Wolff, JAI Press, 1993, vol. 4, p. 159 à 180.
  • DINARDO, J., N.M. FORTIN et T. LEMIEUX. « Labour market institutions and the distribution of wages, 1973-1992 : A semiparametric approach », Econometrica, septembre 1996, vol. 64, no 5, p. 1001 à 1044.
  • FINNIE, R. « Student loans : the empirical record », The Canadian Journal of Higher Education, 2001, à paraître.
  • MORISSETTE, R., J. MYLES et G. PICOT. « Earnings inequality and the distribution of working time in Canada », Canadian Business Economics, printemps 1994, vol. 2, no 3, p. 3 à 16.
  • MORISSETTE, R., X. ZHANG et M. DROLET. « L'évolution de l'inégalité de la richesse au Canada, 1984-1999 », Statistique Canada, Ottawa, 2002, no 187, série « Documents de recherche », Direction des études analytiques.
  • WOLFSON, M.C., et B.B. MURPHY. « New views on inequality trends in Canada and the United States », Monthly Labor Review, avril 1998, vol. 121, no 4, p. 3 à 23.
  • YAN, X. « Understanding saving and wealth accumulation », Statistique Canada, Division des comptes des revenus et des dépenses, 2001, document de travail.

Auteurs

Les auteurs sont au service de la Division de l'analyse des entreprises et du marché du travail. On peut communiquer avec René Morissette au (613) 951-3608 ou à rene.morissette@statcan.gc.ca; Xuelin Zhang, au (613) 951-4295 ou à xuelin.zhang@statcan.gc.ca; Marie Drolet, au (613) 951-5691 ou à marie.drolet@statcan.gc.ca.

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