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Prendre sa retraite ensemble?

par Grant Schellenberg et Yuri Ostrovsky

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La retraite continue de changer de nombreuses façons. Cela est certainement vrai en ce qui concerne le moment où elle est prise, étant donné le taux décroissant d'activité chez les hommes plus âgés entre les années 1970 et le milieu des années 1990 et le renversement de ce taux au cours des dernières années (Marshall et Ferrao, 2007). De même, le processus semble changer, compte tenu des phénomènes tels que le travail après la retraite (Schellenberg et autres, 2006), la retraite progressive et les différents parcours vers la retraite (Nouroz et Stone, 2006). La retraite change également en ce qui a trait au parcours qu'empruntent les couples à deux soutiens.

Pendant une bonne partie du 20e siècle, les couples âgés n'avaient qu'une décision à prendre quant à la retraite — celle du mari. Les femmes qui avaient un emploi rémunéré pendant leur vie le quittaient habituellement hâtivement pour prendre soin des enfants et travailler, sans salaire, à la maison. Cependant, en raison de la croissance marquée des femmes dans la population active rémunérée et de leur participation soutenue depuis les années 1970, la transition à la retraite des couples mariés s'est transformée. De plus en plus, les couples doivent prendre deux décisions plutôt qu'une seule et trouver un équilibre entre les préférences et les contraintes des deux partenaires qui contribuent de façon importante au revenu du ménage.

Cette situation a rendu les décisions relatives à la retraite plus complexes. Les chercheurs s'entendent pour dire que les couples préfèrent prendre leur retraite en même temps, surtout parce que la retraite est plus agréable lorsqu'on la partage avec un conjoint (Gustman et Steinmeier, 2004; An et autres, 2004; Moen et autres, 2001; Szinovacz et Davey, 2005). Cependant, la possibilité de prendre sa retraite « conjointement » peut être limitée par des facteurs tels que la différence d'âge, l'état de santé, l'admissibilité à la pension, la perte d'un emploi et les aspirations professionnelles.

Jusqu'à maintenant, il y a eu peu de données probantes sur la transition à la retraite des conjoints au Canada. Au milieu des années 1990, environ le tiers des couples prenaient leur retraite dans l'année suivant la retraite du premier conjoint (Gower, 1998). Plus récemment, environ la moitié des couples approchant de la retraite avaient l'intention de prendre leur retraite en même temps (Schellenberg et autres, 2006). Cependant, les tendances en matière de départs réels à la retraite des conjoints n'ont pas encore été documentées.

Le présent article traite de plusieurs questions concernant la retraite des couples à deux soutiens : le niveau de synchronisation du départ à la retraite des deux conjoints, les facteurs liés au choix d'un parcours ou d'un autre pour le départ à la retraite des conjoints et les changements quant aux tendances en matière de retraite des conjoints pendant les années 1990 (voir Sources des données et définitions).

La retraite devient plus complexe car davantage de femmes sont occupées

La plupart des Canadiens qui approchent de la retraite sont mariés, ce qui a peu changé au cours des 30 dernières années. Entre 1976 et 2006, la proportion de femmes âgées de 55 à 64 ans qui étaient mariées ou qui vivaient en union libre se situait à un peu plus de 70 % (tableau 1), tandis que la proportion d'hommes correspondante demeurait à plus de 80 %3. Les changements les plus remarquables au chapitre de l'état matrimonial consistaient en la croissance de personnes séparées ou divorcées et en la baisse de personnes veuves. Pour les personnes qui approchent de la retraite sans conjoint, cela est habituellement le cas en raison d'un divorce ou d'une séparation, plutôt que d'un veuvage ou que de ne s'être jamais mariées. (Les caractéristiques liées à la retraite de ces personnes ne font pas partie du champ d'observation du présent article.)

Les antécédents professionnels des femmes dans ces couples ont changé de façon marquée. En 1976, près de la moitié des femmes mariées de 55 à 64 ans étaient inactives après l'âge de 40 ans (tableau 2). Plus du quart (27 %) n'avaient jamais occupé un emploi rémunéré et 19 % avaient travaillé pour la dernière fois avant l'âge de 40 ans. Compte tenu de leur participation limitée à la population active rémunérée, ces femmes n'ont pas pris leur retraite comme on l'entend habituellement et leur emploi rémunéré n'a jamais pesé dans la décision quant à la retraite de leur mari.

En 2006, la situation était très différente. Moins de 4 % des femmes mariées de 55 à 64 ans n'avaient jamais travaillé et seulement 10 % avaient occupé un emploi rémunéré la dernière fois avant l'âge de 40 ans. Au contraire, la vaste majorité (77 %) était occupée au moment de l'enquête (48 %) ou avait exercé un emploi rémunéré à l'âge de 50 ans ou plus (29 %). Bref, la plupart des femmes mariées prennent aujourd'hui leur retraite d'un emploi rémunéré et la plupart des couples mariés ont l'occasion de prendre une retraite conjointe.

La plupart des femmes prennent leur retraite après leur mari

Parmi les couples à deux soutiens de la cohorte de retraités de 2001, 29 % des conjoints ont pris leur retraite dans une période de deux ans l'un de l'autre (graphique A). Cela comprend les couples dont les deux conjoints ont pris leur retraite en 2001 (14 %) et ceux dont un des conjoints a pris sa retraite en 2001 et l'autre, l'année suivante (15 %)4. La fréquence des retraites conjointes se situe généralement entre environ 20 % et 40 % (Blau, 1998; Hurd, 1990; O'Rand et Farkas, 2002; Johnson, 2004; Gower, 1998)5. De plus, la tendance quant à la retraite conjointe est appuyée par le regroupement des départs à la retraite dans une période de deux ans. Si une proportion significative de couples ont pris leur retraite conjointement, la tendance la plus courante était que les femmes prennent leur retraite après leur mari. Pour 28 % des couples à la retraite, le mari a pris sa retraite en 2001 alors que la femme n'avait toujours pas fait de même en 2005. Pour un autre 15 % des couples, la femme a pris sa retraite de deux à quatre ans après le mari. Cependant, plus du quart (28 %) des femmes ont pris leur retraite en premier. Cela comprend 11 % des couples au sein desquels la femme avait pris sa retraite en 2001 et le mari, de deux à quatre ans plus tard, et 17 % des couples dans lesquels le mari n'avait toujours pas pris sa retraite en 2005.

Certaines tendances ressortent (graphique B). Entre 1986 et 2001, la proportion de couples à deux soutiens dont les deux conjoints avaient pris leur retraite dans une période de deux ans a diminué de 2 points de pourcentage. En outre, la proportion de femmes qui ont pris leur retraite de deux à quatre ans après leur mari a diminué d'un peu plus de 4 points, tout comme la proportion d'hommes qui ont pris leur retraite de deux à quatre ans après leur femme. Cette diminution de 11 points au milieu de la distribution a été compensée par des augmentations aux extrémités. Entre 1986 et 2001, la proportion de femmes qui ont pris leur retraite cinq ans ou plus après leur mari a augmenté de 7 points, alors que la proportion de maris qui ont pris leur retraite cinq ans ou plus après leur femme a crû de 4 points de pourcentage. Les mêmes tendances étaient perceptibles pour les cohortes de retraités de 1991 ou de 1996. Dans l'ensemble, cela suggère que la retraite des conjoints se prend de plus en plus séparément.

Nombre de facteurs influent sur la retraite des conjoints

La probabilité de suivre l'un ou l'autre de ces parcours vers la retraite est vraisemblablement affectée par de nombreux facteurs, y compris la différence d'âge entre les conjoints. Pour évaluer l'importance relative des différents facteurs, un modèle multivarié a été construit. Les cohortes de retraités de 1991, 1996 et 2001 ont été regroupées et un ensemble de caractéristiques a été établi pour déterminer leur relation avec la vraisemblance de prendre la retraite selon un parcours ou un autre. Les effets marginaux de ces caractéristiques montrent à quel point la probabilité prédite d'emprunter un parcours vers la retraite change lorsqu'une caractéristique précise est légèrement changée (tableau 3). Par exemple, le modèle donne une probabilité prédite de retraite conjointe de 35,1 % (c.-à-d. que les deux conjoints prennent leur retraite dans une période de deux ans). Une augmentation d'une année quant à l'âge moyen des maris fait croître la probabilité de 3,2 points de pourcentage, les autres caractéristiques demeurant constantes. (Les cotisations au régime de retraite avant la retraite — une variable importante — n'étaient pas disponibles pour la cohorte de 1986, ce qui fait que l'analyse multivariée a été limitée aux cohortes de 1991, 1996 et 2001.)

Les trois premières variables étaient l'âge du mari, la différence d'âge entre les conjoints et le type d'union, c'est-à-dire un mariage légal ou une union libre.

La vraisemblance que les conjoints prennent leur retraite en même temps est plus élevée chez les couples plus âgés. L'augmentation d'une année de l'âge du mari fait diminuer la vraisemblance que l'un des conjoints prenne sa retraite cinq ans ou plus après l'autre d'environ 2 points de pourcentage et fait croître la vraisemblance d'une retraite conjointe de 3,2 points. On ne s'étonnera sans doute pas que si le mari dans un couple à deux soutiens est âgé de 65 ans, sa retraite ou celle de sa femme sera susceptible d'être accompagnée (ou suivie de près) par celle de l'autre conjoint. En revanche, si le mari est âgé de 55 ans, sa retraite ou celle de sa femme est moins susceptible d'être accompagnée par la retraite de l'autre conjoint. L'autre conjoint est plus susceptible de continuer à travailler.

La différence d'âge entre les conjoints a également une importance. L'augmentation d'une année de la différence d'âge fait diminuer la probabilité prédite d'une retraite conjointe de 2,1 points de pourcentage et fait croître la probabilité que la femme prenne sa retraite cinq ans ou plus après son mari de 3,7 points. Bref, une femme beaucoup plus jeune que son mari est plus susceptible de continuer à travailler après qu'il a pris sa retraite qu'une femme qui a environ le même âge ou qui est plus âgée que son mari. Les tendances relatives à la retraite des couples en union libre n'étaient pas différentes de façon significative de celles des couples légalement mariés.

Les événements vers la retraite peuvent également influer sur la transition des conjoints. La perte d'un emploi, par exemple, peut forcer l'un des conjoints à prendre sa retraite prématurément et réduire la possibilité d'une retraite conjointe. La perte d'emploi était incluse dans le modèle à l'aide d'une variable oui ou non indiquant si l'un des conjoints avait reçu des prestations d'assurance-emploi (a.-e.) pendant l'année précédant la retraite6. L'obtention de prestations d'a.-e. était liée de façon significative aux tendances de retraite des conjoints. Les maris et les femmes recevant de telles prestations étaient beaucoup plus susceptibles de prendre leur retraite avant leur conjoint que ceux qui n'en avaient pas reçu. Par exemple, la probabilité prédite qu'une femme prenne sa retraite cinq ans ou plus après son mari augmentait de 11,1 points de pourcentage si ce dernier avait reçu des prestations d'a.-e. avant de prendre sa retraite. De même, la probabilité prédite qu'un mari prenne sa retraite cinq ans ou plus après sa femme augmentait de 8,1 points si celle-ci avait reçu de telles prestations avant de prendre sa retraite. Une interprétation possible est que lorsqu'un des conjoints prend sa retraite par l'entremise du chômage, l'autre continue à travailler pour compléter leurs ressources financières. En fait, dans les familles qui n'ont pas d'enfant en âge de travailler, les gains des femmes ont augmenté après la mise à pied du mari, de façon à compenser environ 22 % de la perte de gains de ce dernier (Morissette et Ostrovsky, 2008). Il est intéressant de noter que l'obtention de prestations d'a.-e. par le mari faisait diminuer la vraisemblance d'une retraite conjointe, alors que si c'était la femme qui en avait obtenu, la vraisemblance était à la hausse. Les raisons de cette situation ne sont pas claires.

Les caractéristiques financières étaient également importantes. Les gains moyens des maris et des femmes avant la retraite était en corrélation avec la transition à la retraite des conjoints. Plus précisément, en comparaison de ceux qui gagnaient moins de 15 000 $, les maris et les femmes qui gagnaient 45 000 $ ou plus étaient nettement moins susceptibles de continuer à travailler cinq ans ou plus après la retraite de leur conjoint (entraînant des diminutions de la probabilité prédite de 4,9 et 3,7 points de pourcentage respectivement). Réciproquement, les maris et les femmes ayant des gains de 45 000 $ ou plus étaient, de façon significative, plus susceptibles de prendre leur retraite en même temps, la probabilité prédite augmentant de 5,7 et 4,4 points respectivement7. Cela correspond à d'autres études (O'Rand et Farkas, 2002) qui ont relevé que les couples ayant un revenu plus élevé étaient plus susceptibles de prendre leur retraite ensemble.

La contribution de la femme aux gains totaux du couple avant la retraite était en corrélation avec les tendances relatives à la retraite des conjoints. Plus précisément, une augmentation d'un point de pourcentage de la contribution de la femme aux gains avant la retraite était liée à une hausse de 0,2 point de la probabilité prédite qu'elle prenne sa retraite cinq ans ou plus après son mari. On peut penser que les femmes qui contribuent à une plus grande part du revenu ont une plus grande responsabilité quant au bien-être financier du ménage et sont donc plus stimulées à continuer de travailler. Cependant, la banque DAL ne comprend aucun renseignement permettant de vérifier cette hypothèse.

Par ailleurs, le fait que les maris et les femmes au sein des couples à deux soutiens aient contribué à un régime de pension avant la retraite était en étroite corrélation avec la transition à la retraite. Plus précisément, comparativement aux femmes qui n'avaient jamais cotisé à un régime de pension, celles qui y avaient cotisé étaient, de façon significative, plus susceptibles de continuer à travailler après la retraite de leur mari et moins susceptibles de prendre leur retraite en premier. Par exemple, la probabilité prédite qu'une femme prenne sa retraite de deux à quatre ans, ou cinq ans après son mari augmentait de 5,9 points et 1,6 point respectivement si elle avait cotisé à un régime de pension.

Enfin, les résultats du modèle multivarié ont montré que, lorsque les caractéristiques mentionnées ci-dessus demeuraient constantes, la probabilité prédite que les deux conjoints d'un couple à deux soutiens prennent leur retraite dans une période de deux ans diminuait de 4,4 points de pourcentage entre 1991 et 2001, et la vraisemblance qu'ils prennent leur retraite dans une période de deux à quatre ans reculait d'environ 2,5 points. En revanche, la vraisemblance qu'une femme prenne sa retraite cinq ans ou plus après son mari augmentait de 5,3 points, et la vraisemblance que le mari prenne sa retraite cinq ans ou plus après sa femme progressait de 4,1 points de pourcentage. Cette tendance demeurait également valable pendant la deuxième moitié de la décennie, maris et femmes étant nettement plus susceptibles de prendre leur retraite cinq ans ou plus après leur conjoint en 2001 qu'en 1996.

Conclusion

En raison de l'entrée massive et de la participation soutenue des femmes dans la population active rémunérée, de nombreux Canadiens approchant maintenant de la retraite font partie d'un couple à deux soutiens. Le moment de leur retraite peut donc être évalué en fonction de leur âge, mais aussi en fonction du départ à la retraite de leur conjoint. L'âge de retraite a changé considérablement, et il en est ainsi pour la séquence de retraite des couples à deux soutiens. Dans l'ensemble, des données probantes montrent que la retraite de ces couples s'est prise de plus en plus séparément au cours des années 1990.

Du point de vue de la recherche, cette étude démontre que la détermination des tendances en matière de retraite des conjoints simplement en fonction de « qui prend sa retraite en premier » ou d'une « retraite conjointe » passe peut-être à côté d'un élément important de la situation globale. L'écart croissant entre le moment de la retraite des conjoints est attribuable à des proportions décroissantes de maris et de femmes qui prennent leur retraite de deux à quatre ans après leur conjoint et à des proportions croissantes qui prennent leur retraite cinq ans ou plus après. Ce changement serait masqué si on utilisait des catégories plus larges « femme en premier » ou « mari en premier ».

En raison du départ à la retraite imminent de la génération du baby-boom, on parle beaucoup de la façon dont les travailleurs âgés pourraient être encouragés à demeurer au travail (OCDE, 2006a) ainsi que des primes de retraite et des contraintes qu'imposent les programmes publics, les règles des régimes de retraite et les politiques en milieu de travail (OCDE, 2006b). Les facteurs liés au conjoint représentent une autre considération, puisqu'une proportion croissante de travailleurs âgés pourraient tenir compte des plans et des préférences de leur conjoint pour prendre une décision concernant leur propre retraite. De telles considérations pourraient avoir un effet positif ou négatif sur l'offre de travailleurs. Les maris étant généralement de deux à trois ans plus âgés que leur femme, la préférence pour une retraite conjointe pourrait être réalisée si les femmes quittaient la population active quelques années plus tôt qu'elles ne l'auraient fait autrement ou si les maris travaillaient quelques années de plus. Cependant, l'incidence potentielle des considérations liées au conjoint pourrait être limitée par la façon de plus en plus indépendante dont les conjoints dans les couples à deux soutiens semblent choisir le moment de leur retraite.

Sources des données et définitions

La présente étude se fonde sur une version à 20 % de la banque de Données administratives longitudinales (DAL), qui est dérivée des données fiscales. Les fichiers de la banque DAL donnent des renseignements détaillés sur le revenu des particuliers et sur le revenu familial pour les personnes qui ont produit une déclaration de revenus entre 1982 et 2005. L'échantillon au 1/5 est choisi au hasard parmi tous les déclarants canadiens et, une fois choisies, les personnes demeurent au sein de l'échantillon aussi longtemps qu'elles se trouvent dans le Fichier sur la famille T1 annuel (T1FF). Les familles de recensement sont formées à partir des données personnelles que les déclarants fournissent au sujet des autres membres de la famille. Les déclarants sont reliés à leur conjoint (légal ou de fait) par le numéro d'assurance sociale ou par l'établissement d'une correspondance selon l'âge, le sexe, l'adresse et l'état matrimonial. Les renseignements de base sur la population active sont tirés de l'Enquête sur la population active mensuelle, qui porte sur la population civile dans les 10 provinces, à l'exclusion des pensionnaires d'établissements institutionnels.

Les couples à deux soutiens qui approchent de la retraite sont définis en cernant ceux dont le mari est âgé de 55 à 69 ans. L'échantillon est limité aux couples qui obtiennent leurs gains surtout d'un emploi rémunéré plutôt que d'un travail autonome, et qui ont eu des gains annuels moyens de 2 000 $ ou plus au cours d'au moins trois années consécutives avant la retraite de l'un des conjoints ou des deux1.

La retraite peut être définie de différentes façons, notamment en fonction des renseignements disponibles (Bowlby, 2007). Si la banque DAL donne beaucoup de détails concernant le revenu, elle comprend des renseignements limités sur les caractéristiques démographiques et celles du marché du travail. Par conséquent, les personnes à la retraite sont déterminées en fonction des changements à leurs caractéristiques du revenu avec le temps — plus précisément, lorsque leurs gains annuels diminuent à moins de 10 % de leur moyenne des trois années précédentes et qu'ils demeurent sous ce niveau au cours des cinq années suivantes. Par exemple, une personne qui aurait des gains annuels de 75 000 $ pendant trois ans serait définie comme étant à la retraite lorsque ses gains annuels chuteraient sous les 7 500 $ et demeureraient par la suite sous ce montant. Cette définition fait qu'il est possible qu'une personne à la retraite continue à participer d'une certaine façon à un emploi rémunéré et tient aussi compte du fait que certaines personnes peuvent « sortir » de la retraite2.

À l'aide de ces critères, les tendances en matière de retraite des couples à deux soutiens au sein desquels au moins un conjoint a pris sa retraite en 1986, 1991, 1996 ou 2001 ont été cernées. Pour la cohorte qui a pris sa retraite en 2001, par exemple, les deux conjoints avaient des gains de 2 000 $ ou plus en 1998, 1999 et 2000 (c.-à-d. qu'ils formaient un couple à deux soutiens), et en 2001, les gains d'au moins un conjoint ont chuté sous le seuil des 10 %. Les personnes à la retraite dont le conjoint a vu ses gains chuter sous la limite des 10 % en 2001 ou après ont également été identifiées.

Notes

  1. La détermination des travailleurs autonomes comme étant retraités ou non, en fonction des changements à leur revenu net provenant d'un travail autonome, pourrait causer problème. Par exemple, un travailleur autonome qui travaille activement pourrait déclarer un revenu net provenant d'un travail autonome négatif ou égal à zéro en raison de pertes ou de dépenses d'entreprise. C'est pourquoi une diminution d'une année à l'autre du revenu net provenant d'un travail autonome pourrait ne pas nécessairement signifier le retrait de la population active. À l'inverse, une personne recevant un revenu net provenant d'un travail autonome pourrait ne plus participer activement à la main-d'œuvre.
  2. Deux définitions supplémentaires de la retraite ont été utilisées dans les premières étapes de l'analyse. Les personnes ont été définies comme étant à la retraite lorsque leurs gains annuels avaient chuté à zéro après au moins trois années consécutives de gains de 2 000 $ ou plus. Une fois les retraités cernés, leurs gains n'étaient pas suivis dans les années subséquentes pour déterminer s'ils redevenaient positifs (dans le cas où les personnes avaient quitté la retraite). Les personnes ont également été définies comme retraitées lorsque leurs gains annuels avaient diminué à moins de 10 % de leur moyenne au cours des trois années précédant la retraite. Cette définition permettait la possibilité d'une participation limitée à un emploi rémunéré après leur départ initial à la retraite. Une fois les personnes définies comme retraitées, leurs gains n'étaient pas suivis dans les années subséquentes. Les tendances relatives au moment de la retraite des conjoints selon ces définitions étaient comparables à celles obtenues dans le corps de l'article.
  3. L'Enquête sur la population active ne donne pas de renseignements sur les antécédents matrimoniaux, ce qui fait qu'on ne peut déterminer quelle proportion de ces personnes ont divorcé et se sont remariées.
  4. L'exactitude de l'estimation du moment relatif du départ à la retraite de chacun des conjoints est limitée par les données sur les gains annuels. Si un des conjoints prend sa retraite à la fin janvier, ses gains pour l'année chuteront vraisemblablement sous la limite des 10 % et il sera défini comme retraité. Si l'autre conjoint prend sa retraite à la fin du mois de mars de la même année, ses gains annuels ne chuteront probablement pas sous la limite des 10 % avant l'année suivante. Par conséquent, les conjoints seront définis comme ayant pris leur retraite dans deux années consécutives, alors qu'en fait, leur retraite n'était séparée que de deux mois.
  5. Les différences dans cette fourchette sont attribuables à des facteurs tels que l'utilisation de diverses sources de données, les critères de sélection de l'échantillon, les cohortes d'âge, les périodes de référence et les définitions ayant trait à la retraite. Blau suit les retraits de la population active d'un échantillon de personnes nées entre 1906 et 1911 et estime que de 30 % à 40 % des conjoints des couples à deux soutiens ont pris leur retraite dans une période d'un an l'un de l'autre. Hurd examine une cohorte légèrement plus jeune et estime que la fréquence des retraites conjointes est d'environ 25 %, alors que O'Rand et Farkas suivent les femmes dans la cinquantaine et au début de la soixantaine de 1989 à 1997 et estiment que la fréquence des retraites conjointes est de 33 % à 39 %. Johnson se penche sur la période de 1992 à 2002 et estime que la fréquence des retraites conjointes s'établit à 19 %. Dans l'une des rares enquêtes canadiennes sur le sujet, Gower estime qu'environ un tiers des conjoints des couples à deux soutiens quittent la population active dans une période d'un an l'un de l'autre.
  6. Les personnes à la recherche active d'un emploi sont considérées en chômage dans l'Enquête sur la population active. Cela peut comprendre les travailleurs âgés qui quittent la retraite ou qui cherchent un emploi après avoir mis fin à leur carrière. Ces personnes n'ont peut-être pas demandé de prestations d'assurance-emploi ou n'y sont peut-être pas admissibles, de sorte qu'elles seraient oubliées dans la variable sur les prestations d'assurance-emploi. Par conséquent, la variable des prestations d'a.-e. est vraisemblablement une mauvaise approximation du chômage. En outre, puisque les règles d'admissibilité à l'a.-e. ont été resserrées au début des années 1990, l'obtention de prestations est peut-être une meilleure approximation de la perte d'emploi en 1996 et 2001 qu'en 1991.
  7. Les tableaux croisés simples montrent que les femmes ayant des gains de 45 000 $ ou plus sont beaucoup plus susceptibles de prendre leur retraite cinq ans ou plus après leur mari que les femmes dans les groupes de gains inférieurs. Cependant, cette corrélation bivariée disparaît lorsque d'autres caractéristiques telles que la protection en matière de pensions et l'obtention de prestations d'a.-e. sont prises en considération.

Documents consultés

Auteurs

Les auteurs sont au service de la Division de l'analyse des entreprises et du marché du travail. On peut joindre Grant Schellenberg au 613-951-9580 et Yuri Ostrovsky au 613-951-4299, ou l'un ou l'autre à perspective@statcan.gc.ca.


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