Publications

L'emploi et le revenu en perspective

Autres liens

L'évolution du patrimoine au cours du cycle de vie

Warning Consulter la version la plus récente.

Information archivée dans le Web

L’information dont il est indiqué qu’elle est archivée est fournie à des fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elle n’est pas assujettie aux normes Web du gouvernement du Canada et elle n’a pas été modifiée ou mise à jour depuis son archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.

Pour cet article...

Études réalisées par...

Pour en savoir plus à ce sujet

Par Amélie Lafrance et Sébastien LaRochelle-Côté

Texte intégral en PDF

Le revenu est la mesure la plus couramment utilisée du bien-être financier des ménages. Toutefois, qu'arrive-t-il en cas d'interruption du flux de revenu? D'une dépense imprévue? De projets de lancement d'une entreprise? Ces situations, sans parler de la nécessité de financer sa retraite, font ressortir l'importance pour les ménages canadiens d'accumuler de la richesse, ou un patrimoine.

Le patrimoine est une réserve financière qui permet aux personnes d'étaler leur consommation tout au long de leur cycle de vie, grâce à l'emprunt, à l'épargne et à l'investissement. L'épargne et l'emprunt au début du cycle de vie peuvent servir à financer les études, la formation de la famille et l'acquisition d'un logement. Le patrimoine peut être accumulé alors que le revenu augmente par rapport à la consommation et les dettes sont remboursées. Aux dernières étapes du cycle de vie, le patrimoine peut diminuer, une partie de celui-ci pouvant être utilisée pour maintenir la consommation, par suite d'une baisse du revenu du travail (Jappelli et Modigliani, 2005).

Le processus d'accumulation du patrimoine peut varier d'une cohorte à l'autre, tout comme le profil des gains en fonction de l'âge diffère entre les cohortes. Par exemple, Beaudry et Green (2000) ont déterminé que le profil des gains en fonction de l'âge des hommes canadiens a diminué pour les cohortes d'un certain âge dans les années 1990, comparativement aux cohortes du même groupe d'âge dans les années 1960 et 1970, une fois les études et l'expérience prises en compte. De même, Beach et Finnie (2004) ont révélé une tendance à la baisse du profil des gains en fonction de l'âge des cohortes touchées par le ralentissement économique des années 1990. Tout comme l'évolution de la situation économique a affecté les gains, elle peut aussi avoir eu un effet sur la façon dont les personnes accumulent de la richesse. L'étude des différences dans l'accumulation du patrimoine d'une cohorte à l'autre n'est pas moins importante que les tendances des gains, cette accumulation ayant des répercussions sur la stabilité financière, le financement de la retraite et la modélisation économique.

La plupart des sources courantes de données sur le patrimoine sont transversales, ce qui signifie que les différences entre les âges ont généralement été étudiées de façon transversale (Milligan, 2005; Meh et coll., 2009). Toutefois, les différences entre les groupes d'âge ne sont pas toujours représentatives des différences entre les cohortes, car la situation économique peut varier beaucoup d'une cohorte à l'autre. Il existe une façon d'étudier les différences entre les cohortes, qui consiste à suivre les cohortes de naissance grâce à une succession d'enquêtes, les enquêtes transversales étant habituellement conçues pour être représentatives de la population dans différentes fourchettes d'âge. Cette technique de cohorte synthétique peut être appliquée aux enquêtes sur le patrimoine menées en 1977, 1984, 1999 et 2005 (voir Sources des données et définitions), afin d'étudier l'évolution du patrimoine au cours du cycle de vie et pour certaines cohortes de Canadiens.

Le présent document tente de déterminer si les générations précédentes de Canadiens ont accumulé davantage de patrimoine que les générations subséquentes, particulièrement aux premières étapes du cycle de vie. Il vise aussi à établir si les ratios financiers clés, comme les ratios de la dette sur les actifs et de la dette sur le revenu disponible, ont différé d'une cohorte à l'autre. Enfin, le document tente de déterminer si les actifs, les dettes et l'avoir net sont devenus plus dispersés pour les générations de Canadiens les plus récentes.

Processus d'accumulation du patrimoine

Aux premières étapes du cycle de vie, le patrimoine est largement constitué du logement et d'éléments liés au logement (Milligan, 2005). Cela n'est pas surprenant, étant donné que les jeunes ménages accumulent des actifs grâce à l'acquisition d'une propriété ou à l'accumulation de véhicules, de meubles et d'autres biens durables pour répondre à leurs besoins de consommation courants. Au fur et à mesure que les ménages avancent en âge, la propriété a tendance à prendre de la valeur, de même que les pensions et les autres formes d'épargne. On s'attend à une hausse de l'épargne chez les ménages plus âgés, étant donné qu'ils ont eu le temps d'accumuler plus de patrimoine, grâce aux régimes de pension d'employeur, aux outils d'épargne comportant des avantages fiscaux, comme les régime enregistré d'épargne-retraite (REER), et à d'autres investissements. Les changements dans l'accumulation du patrimoine sont par conséquent largement attribuables aux changements dans l'accumulation du patrimoine immobilier et dans l'accumulation de pensions et d'investissements¹.

Récemment, des questions ont été soulevées concernant l'accumulation de la dette des générations de ménages plus jeunes, en raison principalement des hausses des prix de l'immobilier depuis la fin des années 1990. C'est pourquoi il convient de passer en revue les autres facteurs qui influencent la décision d'acheter ou de louer une propriété : situation économique, événements du cycle de vie et gains en capital prévus (Brown et Lafrance [à paraître]).

Le coût d'achat d'une maison repose principalement sur deux facteurs : les prix du logement et les taux d'intérêt. Les taux hypothécaires étaient élevés à la fin des années 1970 et 1980, car les taux sur cinq ans sont demeurés au dessus de 10 % tout au long de cette période, atteignant un sommet de 20 % en 1981 (graphique A). Du fait des taux plus élevés, de nombreux jeunes Canadiens ont choisi de demeurer à l'écart du marché du logement au début des années 1980 (Brown et Lafrance [à paraître]), et ceux qui ont acheté ont généralement opté pour des mises de fonds plus importantes et des périodes d'amortissement plus courtes (Courchane et Giles, 2002).

Lorsque les taux d'intérêt ont diminué, du milieu à la fin des années 1980, le marché du logement a repris (graphique B) et les prix ont atteint un nouveau sommet, avant qu'une autre pointe dans les taux d'intérêt coïncide avec une baisse des prix, suivie par une stagnation tout au long de la plus grande partie des années 1990. Avec la tendance à long terme vers des taux d'intérêt plus faibles, les prix ont commencé à remonter à la fin des années 1990, et la hausse s'est accélérée durant la majeure partie des années 2000. Les jeunes acheteurs faisaient par conséquent face à une situation favorisant les mises de fonds moins élevées et les périodes d'amortissement plus longues, des pratiques que sont venus influencer les changements dans les règles et les pratiques touchant les prêts hypothécaires apportés dans les années 1980 (Courchane et Giles, 2002).

La situation économique qui prévaut peut aussi contribuer aux différences de richesse entre les cohortes. Au début des années 1980 et 1990, le Canada a connu des ralentissements économiques majeurs, qui ont donné lieu à des taux élevés de chômage chez les jeunes adultes (Gilmore et LaRochelle-Côté, 2011). Les difficultés au chapitre de l'emploi qu'ont connues les jeunes adultes se sont aussi traduites par des gains familiaux médians réduits, particulièrement chez ceux se situant près du bas de la répartition (graphique C). Étant donné que les ménages ont habituellement besoin de gains et d'un emploi stables pour acheter une propriété, ces cohortes particulières pourraient avoir reporté l'achat de leur première maison. La croissance des gains familiaux médians a repris par la suite, mais ce ne sont que ceux se trouvant près du sommet de la répartition qui ont fini par dépasser leurs homologues du début des années 1980.

Les caractéristiques démographiques ont aussi changé d'une cohorte à l'autre. Les jeunes adultes d'aujourd'hui étudient plus longtemps, commencent leur carrière plus tard et reportent la formation de leur famille (Blossfeld et Huinink, 1991; Goldin, 2004). Ces tendances peuvent entraîner le report de l'achat d'une maison, ainsi qu'affecter le type de maison achetée.

Enfin, les différences dans le patrimoine immobilier peuvent aussi dépendre du coût d'opportunité du capital, à savoir les gains qui auraient pu être tirés d'autres investissements (Goodman, 1988). Si, comme c'était le cas au début des années 2000, les marchés financiers ont des rendements relativement faibles et les prix du logement augmentent, il se peut que certains entrent sur le marché du logement, non pas seulement pour des fins de consommation, mais aussi pour améliorer le rendement de leurs investissements.

Récemment, plusieurs études ont jeté un éclairage sur la propriété du logement au Canada. Tout d'abord, même si les taux de propriété sont demeurés relativement stables chez les Canadiens d'âge moyen, la propriété du logement a augmenté chez les jeunes Canadiens, mais uniquement chez ceux se situant près du sommet de la répartition du revenu. Parmi les ménages dont le soutien principal avait de 20 à 34 ans, le taux de propriété a augmenté, pour passer de 38 % en 1971 à 77 % en 2006, tandis qu'il a diminué pour passer de 31 % à 19 % parmi les ménages du quintile inférieur (Hou, 2010). En deuxième lieu, ces changements ont eu peu de liens avec les changements dans les types de familles, les augmentations au sommet de la répartition étant principalement le fait de personnes seules plutôt que de familles avec enfants (Brown et Lafrance [à paraître]). Ainsi, si le processus d'accumulation du patrimoine a changé entre les cohortes successives de jeunes Canadiens, les décisions en matière de logement des personnes seules à revenu élevé ont probablement joué un rôle. Les différences entre les cohortes dans le patrimoine des jeunes ménages sont examinées dans la section qui suit.

Patrimoine chez les jeunes adultes

La principale mesure du patrimoine est l'avoir net du ménage : la somme des actifs financiers et non financiers du ménage, moins les dettes et les passifs du ménage. Dans la présente section, l'avoir net est examiné pour les personnes de 28 à 34 ans en 1977, 1984, 1999 et 2005, années au cours desquelles des enquêtes sur les actifs et les dettes ont été menées par Statistique Canada. Tous les chiffres sont exprimés en dollars constants de 2010², par adulte, c'est-à-dire qu'ils ont été divisés par le nombre d'adultes dans le ménage, afin de réduire l'effet du changement de taille du ménage au fil du temps³. Les cohortes de 1977 et 1984 sont entrées sur le marché du travail à la fin des années 1960 et au milieu des années 1970 respectivement, tandis que celles de 1999 et 2005 sont entrées sur le marché du travail au début des années 1990 et à la fin des années 1990.

En 1977, les personnes de 28 à 34 ans ont déclaré un avoir net moyen de 55 800 $ par adulte, comparativement à 53 100 $ en 1984 (graphique D). En 1999 et 2005, les jeunes adultes ont déclaré 57 500 $ et 53 800 $ en moyenne respectivement. À première vue, cela laisse supposer que les quatre cohortes avaient une valeur nette semblable.

Dans le cas de l'avoir net médian, toutefois, la situation est toute autre. Même si l'avoir moyen est sensible aux changements parmi les membres les plus riches d'une cohorte, l'avoir médian ne l'est pas parce qu'il s'agit de la valeur qui divise la moitié des ménages ayant une valeur nette plus élevée de la moitié ayant une valeur nette moins élevée. Contrairement aux résultats moyens, la valeur nette médiane a diminué pour chaque cohorte consécutive. En 1977, l'avoir net médian se situait à 30 100 $ par adulte, et est passé à 23 700 $ en 1984, à 20 000 $ en 1999 et à 17 400 $ en 2005. Toutefois, lorsque le patrimoine immobilier était exclu de l'analyse, les médianes étaient environ les mêmes pour les quatre cohortes, ce qui montre que la baisse de la valeur nette médiane des ménages était principalement attribuable à des facteurs de logement⁴.

Même si l'avoir net médian ne peut être décomposé en actifs et en dettes, certaines constatations peuvent être tirées de l'examen de l'évolution des valeurs médianes de l'actif et de la dette (tableau 2). Entre 1977 et 1984, la dette médiane des ménages a diminué, passant de 14 400 $ à 8 500 $, mais elle a augmenté par la suite pour le reste de la période. Au cours des six années entre les enquêtes de 1999 et 2005, la dette médiane a augmenté de 26 %. Parallèlement, les actifs médians ont diminué entre 1977 et 1984, ont augmenté en 1999, puis ont diminué à nouveau en 2005, pour s'établir à un niveau similaire à celui de 1984. C'est donc dire que la baisse de l'avoir net médian pour les jeunes ménages canadiens est liée à une hausse de la dette qui n'a pas été accompagnée par une augmentation correspondante des actifs médians.

Contrairement aux actifs médians, les actifs moyens sont demeurés relativement stables au cours de la période. En 1977, la valeur moyenne de la résidence principale des 28 à 34 ans était de 46 100 $ par adulte. En 1984, ce montant avait diminué, pour s'établir à 36 500 $, les taux de propriété ayant diminué (passant de 57 % à 50 %) et les taux d'intérêt augmenté. Par la suite, la valeur moyenne de la résidence principale a augmenté, pour s'établir à 45 700 $ en 1999 et à 53 500 $ en 2005. Parallèlement, la dette moyenne a aussi augmenté au cours de la période. En 1999 et 2005, la dette hypothécaire était égale à 60 % de la valeur de la résidence principale, comparativement à environ 45 % en 1977 et 1984. Par conséquent, si l'avoir net moyen des jeunes adultes est demeuré inchangé dans une large mesure au cours de la période, c'est parce que les actifs et les dettes moyens liés au logement ont augmenté d'un montant similaire. Dans l'ensemble, les actifs et les dettes moyens de tous les types ont augmenté d'environ 20 000 $ au cours de la période, laissant les valeurs de l'avoir net moyen inchangées⁵.

De toute évidence, l'explication des tendances divergentes des valeurs moyennes et médianes parmi les jeunes adultes a trait aux changements aux divers points de la répartition du revenu. Comme l'ont noté Hou (2010) et Brown et Lafrance (à paraître), les taux de propriété du logement ont augmenté plus rapidement chez les ménages à haut revenu, ce qui explique pourquoi les actifs moyens (et la dette) n'ont pas perdu de terrain, alors que la médiane a diminué. Le reste de l'étude porte sur les différences de répartition pour les jeunes adultes et les étapes subséquentes du cycle de vie.

Évolution du patrimoine au cours du cycle de vie

Comment le patrimoine change-t-il au fil du temps, d'une cohorte à l'autre et à l'intérieur des cohortes? À partir des années d'enquête disponibles et de trois cohortes de jeunes adultes, quatre étapes du cycle de vie ont été déterminées, outre l'étape du début de l'âge adulte :

les années d'établissement sur le marché du travail (fin de la trentaine);
les années d'activité intermédiaires (milieu de la quarantaine);
les années d'activité tardives (début de la cinquantaine);
la période pré-retraite (fin de la cinquantaine et début de la soixantaine).

En raison de l'échéance des enquêtes, on n'a pas pu tenir compte de chaque étape pour les trois cohortes. En outre, certaines cohortes sont encore trop jeunes pour qu'on puisse suivre les dernières étapes du cycle de vie. Par exemple, les données pour la cohorte de 1999 prennent fin avec les années d'établissement, tandis que les données pour la cohorte de 1984 n'ont pu être recueillies au-delà des années d'activité tardives. Par conséquent, les données pour l'étape pré-retraite sont disponibles uniquement pour la première cohorte.

L'avoir net médian augmente de façon constante avec l'âge (graphique E). Si l'on prend la cohorte de 1977, par exemple, l'avoir net médian se situait à environ 30 000 $ par adulte aux premières étapes du cycle de vie, passant à plus de 48 000 $ pendant les années d'établissement , atteignant 148 000 $ dans les années d'activité tardives et environ 213 000 $ à l'étape préretraite. La cohorte de 1984 a suivi un cheminement similaire. La valeur nette médiane des jeunes adultes de la cohorte de 1999 était inférieure au départ à celle des autres cohortes, mais a dépassé celle de la cohorte de 1977 pendant les années d'établissement, et suit une trajectoire similaire à celle de la cohorte de 1984. En dépit de points de départ différents, l'accumulation subséquente de la valeur nette converge entre les cohortes.

Malgré des similitudes dans l'accumulation de la valeur nette, les actifs et les dettes différaient selon la cohorte. Plus précisément, les personnes de la cohorte la plus récente ont déclaré des niveaux plus élevés, tant d'actifs que de dette, au cours de leurs années d'établissement comparativement aux deux autres cohortes. Parmi les personnes établies, les actifs médians pour la cohorte de 1999 (118 000 $ par adulte) étaient supérieurs de 52 % à ceux de la cohorte de 1977 (78 000 $) (graphique F). La dette médiane divergeait encore plus, la cohorte de 1999 devant 38 000 $ à la médiane, comparativement à 13 000 $ pour la cohorte de 1977 (graphique G)⁶. Ainsi, les cohortes récentes ont accumulé une valeur nette semblable à celle des cohortes précédentes, grâce à l'acquisition d'un plus grand nombre d'actifs et à l'accumulation d'une plus grande dette⁷.

Qu'est-il arrivé à la cohorte la plus récente, et plus particulièrement aux personnes établies de la fin trentaine? Dans leur cas, la propriété du logement ne peut expliquer complètement les changements qui se sont produits, les taux étant demeurés relativement stables dans les cohortes successives d'adultes établis, à environ 65 % (Hou, 2010). Ce sont plutôt les changements dans la situation du marché du logement qui expliquent possiblement les changements dans l'évolution de la médiane des actifs et des dettes, particulièrement pour la cohorte la plus jeune. À la fin des années 1970 et au début des années 1980, le marché du logement était caractérisé par des taux d'intérêt élevés et des prix du logement plus faibles. Par contre, la cohorte de 1999 a fait face à des prix du logement beaucoup plus élevés, mais aussi à des taux d'intérêt beaucoup plus faibles. Elle a généralement emprunté davantage que par le passé pour entrer sur le marché du logement ou pour acheter une nouvelle maison. Cette interprétation est corroborée par le fait que l'ensemble de la hausse de la dette moyenne chez les personnes établies de la fin trentaine a été attribuable à l'augmentation de la dette hypothécaire relative à la résidence principale. Les hypothèques relatives aux résidences principales représentaient 76 % de la dette des personnes établies dans la cohorte de 1999, comparativement à un peu moins de 60 % dans la cohorte de 1977. De même, la résidence principale représentait 55 % des actifs totaux des personnes établies dans la cohorte de 1999, comparativement à 46 % dans la cohorte de 1977 (données non présentées).

Étant donné que les niveaux d'endettement ont suivi une trajectoire plus élevée dans la cohorte de 1999, les ratios financiers fondés sur ces niveaux de dette peuvent aussi différer de ceux des cohortes précédentes.

Ratio de la dette et du revenu et de la dette et des actifs

La dette totale des ménages peut être exprimée sous forme de ratio du revenu total du ménage ou des actifs du ménage. Un ratio supérieur à 1,0 indique que la dette encourue par un ménage est supérieure à son flux annuel de revenu ou à son niveau d'actif (tableau 3). Même si le ratio du service de la dette - c'est-à-dire les paiements de la dette divisés par le revenu disponible - représente une mesure plus directe du fardeau de la dette, il ne peut être calculé à partir des données de l'Enquête sur les finances des consommateurs (EFC) ou de l'Enquête sur la sécurité financière (ESF)⁸. Néanmoins, les ratios de la dette sur le revenu et de la dette sur les actifs révèlent la sensibilité possible des ménages aux changements dans les taux d'intérêt et les valeurs de l'actif.

Tant pour la cohorte de 1977 que celle de 1984, le revenu annuel médian des ménages était uniformément plus élevé que la dette des ménages. Toutefois, le ratio de la dette sur le revenu n'a pas évolué de la même façon dans chaque cohorte. Parmi ceux âgés de 28 à 34 ans en 1977, le ratio de la dette sur le revenu a diminué, passant de 0,55 pour les jeunes adultes à 0,35 dans les années d'activité tardives, et à 0,24 à l'approche de la retraite. Parmi ceux qui avaient de 28 à 34 ans en 1984, le ratio médian de la dette sur le revenu n'était que de 0,33 (parce qu'un moins grand nombre d'entre eux avaient acheté une maison), mais a fini par augmenter pour passer à près de 0,50 dans les années d'activité intermédiaires (avec l'achat d'un logement), avant de diminuer pour s'établir à 0,41 dans les années d'activité tardives. Les différences ont été encore plus marquées pour les personnes de la cohorte de 1999, qui avaient un ratio médian de la dette sur le revenu de 0,72 comme jeunes adultes, pour ensuite passer à 1,09 dans leurs années d'établissement de la fin trentaine.

La majeure partie des fluctuations au long du cycle de vie et d'une cohorte à l'autre sont attribuables aux hypothèques. Lorsque l'on exclut les hypothèques, le ratio de la dette sur le revenu ne dépasse pas 0,10 à tout moment du cycle de vie pour les deux premières cohortes, et est légèrement supérieur à 0,15 pour la cohorte de 1999 (données non présentées).

Dans le cas du ratio de la dette sur les actifs, le contraste le plus marqué a été noté encore une fois entre la cohorte la plus récente et les cohortes précédentes. En 1977, les jeunes adultes avaient une dette égale à 35 % de leurs actifs totaux, une proportion qui a diminué pour s'établir à seulement 3 % au cours des années d'activité tardives. De même, les jeunes adultes en 1984 avaient une dette équivalant à 32 % de leurs actifs, avant que celle-ci ne diminue pour s'établir à 10 % au cours de leurs années d'activité tardives. Par contre, les jeunes adultes de la cohorte de 1999 avaient une dette équivalant à 48 % de leurs actifs, laquelle a diminué pour s'établir à 39 % pendant leurs années d'établissement. En comparaison, le ratio s'établissait à 25 % parmi les personnes établies (fin trentaine) de la cohorte de 1977. Selon toutes les mesures, c'est la cohorte de 1999 qui était la plus endettée.

Mesures de dispersion

Les mesures de la tendance centrale, comme la moyenne et la médiane, présentent un profil du patrimoine d'un ménage moyen ou typique. Toutefois, la médiane et les moyennes ne présentent pas toujours un profil uniforme. Dans le cas des jeunes adultes, par exemple, la valeur nette médiane a diminué pour les cohortes plus récentes, tandis que la moyenne a augmenté, en raison des hausses substantielles de la propriété du logement au sommet de la répartition du revenu. Cela laisse supposer que le patrimoine est peut-être réparti plus inégalement entre de jeunes adultes faisant partie des cohortes plus récentes⁹. Des mesures de dispersion peuvent illustrer comment l'inégalité du patrimoine financier a évolué.

La dispersion, toutefois, peut aussi différer au cours du cycle de vie. Dans une étude antérieure fondée sur des cohortes, LaRochelle-Côté et coll. (2008) ont déterminé que le revenu familial devient beaucoup moins dispersé (ou plus égal) au fur et à mesure que les cohortes vieillissent. Des conclusions similaires pour le patrimoine laisseraient supposer que les ménages plus âgés convergent éventuellement vers des valeurs nettes de plus en plus semblables, même s'ils ont des niveaux différents d'avoir net au départ. La présente section examine les résultats à l'intérieur des cohortes et entre les cohortes.

Il existe une mesure largement utilisée de la dispersion, à savoir le ratio P75/P25, qui s'obtient en divisant la valeur nette d'un ménage au 75^e centile par celle d'un ménage au 25^e centile. Un ratio P75/P25 de 3,0, par exemple, signifierait qu'un ménage au 75^e centile a une valeur nette trois fois plus élevée qu'un ménage au 25^e centile. Les résultats montrent que la dispersion de l'avoir net est la plus grande parmi les jeunes adultes, mais diminue généralement au fur et à mesure que les cohortes vieillissent (graphique H). À noter que la dispersion de la valeur nette a augmenté dans les diverses cohortes aux premières étapes du cycle de vie. Même si le ratio P75/P25 pour la cohorte de 1984 a fini par converger avec celui de la cohorte de 1977, les mesures de dispersion pour la cohorte de 1999 sont encore supérieures à celles des autres cohortes. Ainsi, l'avoir net est plus inégalement distribué parmi les jeunes adultes et parmi les adultes établis de la fin trentaine des cohortes plus récentes, du moins en comparaison avec les cohortes précédentes.

Pourquoi l'avoir net des jeunes adultes est-il devenu plus dispersé? Une façon de répondre à cette question est de décomposer l'avoir net en actifs et en dettes, à divers points de la répartition. Trois fourchettes ont été choisies pour cette analyse :

le cinquième de la population centré sur le 25^e centile (fourchette inférieure);
le cinquième centré sur la médiane (fourchette intermédiaire);
le cinquième centré sur le 75^e centile (fourchette supérieure)¹⁰.

Les valeurs moyennes calculées pour ces fourchettes sont très similaires aux percentiles figurant dans le graphique H, avec comme avantage supplémentaire de pouvoir être décomposées en actifs et en dettes (tableau 4).

Parmi les jeunes adultes de la fourchette inférieure, l'avoir net du ménage a diminué pour passer d'une moyenne de 5 800 $ par adulte en 1977 à 2 600 $ par adulte en 1999, une baisse de 55 %. Dans la fourchette intermédiaire, l'avoir net moyen a diminué de 32 %, passant de 31 100 $ en 1977 à 21 100 $ en 1999. L'avoir net moyen dans la fourchette supérieure a aussi diminué au cours de la période, mais de 10 % (passant de 74 300 $ à 66 800 $). Par conséquent, les baisses ont été principalement concentrées dans la moitié inférieure de la répartition du patrimoine.

Dans la fourchette inférieure, la baisse de l'avoir net était principalement fonction de la baisse des actifs. Dans la fourchette intermédiaire, les actifs et les dettes ont diminué entre 1977 et 1984. Les deux ont augmenté entre 1984 et 1999, mais les actifs n'ont pas augmenté aussi rapidement que la dette, ce qui a donné lieu à un avoir net plus faible. C'est donc dire que pour les jeunes adultes se situant au milieu et au bas de la répartition du patrimoine, les augmentations de la dette d'une cohorte à l'autre n'ont pas été accompagnées par des augmentations correspondantes au niveau des actifs. Par contre, l'avoir net n'a pas diminué autant chez ceux au sommet de la répartition, parce que la croissance des actifs a compensé une part importante de la croissance de la dette. Pour les jeunes adultes, il s'agit par conséquent d'une concentration d'actifs au sommet de la répartition, comme le montre l'augmentation des taux de propriété du logement notée au sommet de la répartition (Brown et Lafrance [à paraître]).

Parmi les ménages établis de la fin trentaine, la dispersion a aussi augmenté, l'avoir net étant demeuré stable dans la fourchette inférieure, mais ayant augmenté de façon significative dans les fourchettes intermédiaires et supérieures, principalement parce que les actifs ont augmenté plus rapidement que la dette entre 1977 et 1999. La majeure partie de l'augmentation des actifs était attribuable à une hausse des actifs immobiliers. Comme les taux de propriété chez les personnes de revenu supérieur dans ce groupe d'âge ont peu changé au cours de la période (Brown et Lafrance [à paraître]), l'évolution de la situation du marché (comme les prix plus élevés du logement, les taux plus faibles d'intérêt et les changements dans les pratiques des établissements prêteurs) a clairement eu une influence majeure sur la valeur des biens immobiliers détenus par les ménages de ce groupe d'âge.

Conclusion

Le patrimoine est un élément fondamental du bien-être économique des personnes et des familles. Même si d'autres études du patrimoine ont porté sur l'avoir net des personnes âgées et des personnes non âgées, un moins grand nombre d'études ont abordé l'évolution du patrimoine au cours du cycle de vie, et, en particulier, dans quelle mesure les générations plus récentes accumulent ce patrimoine différemment des cohortes précédentes. Pour répondre à ces questions, la présente étude détermine trois cohortes synthétiques, afin d'examiner comment le patrimoine a évolué pour chacune de ces cohortes.

La principale constatation de la présente étude est que les trajectoires de l'avoir net médian ont peu différé d'une cohorte à l'autre. Ceux à l'approche de la retraite dans ces cohortes détenaient environ 213 000 $ par adulte en avoir net, tant en raison des hausses de la valeur de leurs actifs immobiliers que de la valeur de leur épargne-retraite.

Le processus d'accumulation du patrimoine, toutefois, différait d'une cohorte à l'autre, principalement parce que les cohortes plus récentes ont accumulé plus de dettes et d'actifs que leurs homologues des cohortes précédentes. Un examen plus étroit a révélé que les tendances de l'actif et de la dette n'ont pas été les mêmes à travers la répartition.

Parmi ceux âgés de 28 à 34 ans, seuls les ménages les plus fortunés ont généralement réussi à accumuler des actifs à peu près équivalents aux hausses de la dette. Cela correspond aux recherches qui montrent que, même si les taux de propriété du logement ont peu changé entre les cohortes de jeunes adultes, ceux se situant près du sommet de la répartition du revenu dans les cohortes récentes étaient plus susceptibles d'être propriétaires que leurs homologues des cohortes précédentes (Brown et Lafrance [à paraître]).

Parmi les adultes établis de la fin trentaine, les actifs ont augmenté chez ceux se situant près du milieu et du sommet de la répartition, même si les niveaux de dette ont augmenté dans l'ensemble de la répartition. Ces augmentations étaient encore une fois attribuables au logement, non pas tant en raison d'une augmentation du taux de propriété, mais parce que la situation du marché du logement a été telle que ces ménages avaient davantage d'actifs liés au logement dans leur bilan.

Cela a pour effet que le patrimoine est devenu plus dispersé parmi les générations récentes de Canadiens (nés à la fin des années 60). D'autres recherches seront nécessaires pour déterminer si la dispersion se poursuivra pour cette génération pendant ses principales années d'accumulation d'actifs.

Imputation des actifs de pension pour les échantillons de 1977 et 1984

Même si un certain nombre de concepts de données sont disponibles de façon uniforme pour toutes les enquêtes utilisées, certains calculs ont été requis pour que les données soient comparables d'une cohorte à l'autre. De façon plus particulière, les modules de 1977 et 1984 sur les avoirs et les dettes comprennent peu de renseignements sur les actifs de pension des ménages. Les actifs de pension comprennent les régimes enregistrés d'épargne-retraite, mais aucune donnée n'a été recueillie sur les régimes de pension d'employeur. Par contre, ces données ont été recueillies dans l'ESF de 1999 et 2005.

L'ESF de 1999 a servi à calculer la proportion des actifs de pension dans le total des actifs pour les ménages des groupes des 28 à 34 ans et des 35 à 41 ans. Ces données ont aussi été récupérées au niveau agrégé du ménage, à partir du bilan national, qui comprend des estimations des actifs d'assurance-vie et de pension des ménages et des entreprises non constituées en société. Les proportions obtenues dans l'ESF ont par la suite été divisées par les proportions de 1999 obtenues dans le bilan national, puis multipliées par les proportions de 1977 et 1984 obtenues dans le bilan national pour tenir compte des changements qui se sont produits au fil du temps (p. ex., les actifs de pension et d'assurance-vie représentaient 12 % du total des actifs en 1977 et 22 % en 1999). Les proportions obtenues ont été ajoutées au total des actifs pour les échantillons de 1977 et 1984, afin de calculer la valeur des actifs de pension^11,12.

Dans le module sur les avoirs et les dettes de 1977, des données ont été recueillies sur le nombre de cotisants aux régimes de pension d'employeur dans le ménage. Toutefois, ces données ne sont pas disponibles dans le module sur les avoirs et les dettes de 1984. Cette variable est importante, étant donné que ce ne sont pas tous les ménages qui cotisent à un régime de pension, ce qui fait que la valeur des actifs de pension ne devrait pas être imputée pour chaque ménage. Par conséquent, une équation a été estimée pour déterminer la probabilité qu'un membre d'un ménage cotise à un régime de pension d'employeur à partir de l'échantillon de 1977. Au moyen d'un modèle logit, l'équation est estimée comme une fonction des caractéristiques du capital humain et du capital non humain

Pr(Y=j)=f(Gains_i, ÉtudesSupérieures_i,Profession_i,NombreSoutien_i,Urbain_i,Immigrant_i)

où j=1 si 1 membre du ménage (ou plus) cotise à un régime de pension d'employeur; Gains correspond au total des gains du ménage; ÉtudesSupérieures est égal à 1 si le chef du ménage ou son/sa conjoint(e) a fait des études postsecondaires ou a un niveau supérieur d'études; Profession correspond à la profession du chef du ménage, selon la classification des professions de 1971; NombreSoutien correspond au nombre de soutiens dans le ménage; Urbain est égal à 1 si le ménage réside dans une région non rurale, et Immigrant est égal à 1 si le chef du ménage est un immigrant. L'équation est estimée pour les ménages du groupe des 28 à 34 ans, ainsi que pour ceux du groupe des 35 à 41 ans. Les coefficients estimés sont appliqués à l'échantillon de 1984 pour chaque groupe d'âge, afin de calculer une probabilité prédite qu'un membre du ménage cotise à un régime de pension d'employeur. Les actifs de pension sont alors imputés pour les ménages dont la probabilité prédite est supérieure à 0,5.

Sources des données et définitions

Au Canada, les données sur le patrimoine des ménages sont disponibles à partir d'enquêtes transversales occasionnelles : le module sur les avoirs et les dettes de l'Enquête sur les finances des consommateurs de 1977 (EFC – revenu de 1976), le module sur les avoirs et les dettes de l'EFC de 1984 (revenu de 1983), l'Enquête sur la sécurité financière (ESF) de 1999 et l'ESF de 2005. Même si les modules sur les avoirs et les dettes de 1977 et 1984 diffèrent de l'ESF de 1999 et 2005 du point de vue de la portée des données recueillies, les données agrégées sont assez similaires (voir Chawla, 2003, pour une comparaison de l'EFC de 1984 et de l'ESF de 1999). Par conséquent, il a été possible de dériver plusieurs cohortes synthétiques de ménages selon l'âge de la personne de référence¹³.

Pour augmenter la taille de l'échantillon, les cohortes ont été construites à partir de certains groupes d'âge, plutôt que sur une seule année de naissance. Les cohortes ont été élaborées pour représenter les principales étapes du cycle de vie. Les échantillons vont de 650 à 2 400 ménages pour cinq étapes du cycle de vie : jeunes adultes, années d'établissement, années d'activité intermédiaires et années d'activité tardives, ainsi que la période pré-retraite. Les caractéristiques de l'échantillon sont présentées dans le tableau 1.

Le total des actifs est défini comme la somme des actifs financiers (y compris les dépôts, les actions, les obligations et les fonds communs de placement, ainsi que les actifs de pension privés)¹⁴, des actifs non financiers (la valeur de la résidence principale et des autres immeubles¹⁵ ainsi que des véhicules¹⁶) et des capitaux propres dans une entreprise. Des calculs particuliers ont été nécessaires pour s'assurer que les actifs de pension étaient évalués de façon uniforme au fil du temps (voir Imputation des actifs de pension pour les échantillons de 1977 et 1984). Le total des passifs ou des dettes est défini comme la somme de la dette hypothécaire et d'autres formes de dettes, comme les dettes de cartes de crédit et les prêts bancaires. La principale mesure du patrimoine est l'avoir net, soit la somme des actifs financiers et non financiers du ménage, moins la dette et les passifs du ménage. Tous les chiffres sont exprimés sur une base par adulte, le total des valeurs du ménage ayant été divisé par le nombre d'adultes (et, par conséquent, le nombre d'épargnants possibles) dans la famille. Ces chiffres devraient constituer une bonne approximation du bien-être financier, parce que tous les épargnants possibles profitent de l'accumulation du capital. Tous les chiffres ont été indexés au moyen de l'Indice des prix à la consommation d'ensemble et sont exprimés en dollars constants de 2010.

Notes

En moyenne, les logements occupés par leur propriétaire représentaient environ 39 % des actifs des ménages et les hypothèques, 62 % des passifs des ménages pour les ménages et les entreprises non constituées en société en 2009. Les montants relatifs aux régimes de pension privés, aux obligations et aux actions représentaient un autre 39 % des actifs. (Statistique Canada, 2012).
L'Indice des prix à la consommation (IPC) d'ensemble a servi de déflateur.
Cette méthode représente l'approximation la plus proche du nombre d'épargnants dans la famille, qui sont les plus susceptibles d'être propriétaires du capital. Les résultats obtenus par habitant, c'est-à-dire en divisant tous les montants par le nombre de personnes dans le ménage, plutôt que par le nombre d'adultes, étaient très similaires.
La possibilité d'accumulation passive de richesse du fait, par exemple, d'un héritage de parents, subsiste. Si les ménages s'attendent à un choc de revenu positif à l'avenir, ils peuvent accumuler moins de richesse à un âge plus jeune. Toutefois, cette possibilité ne peut être évaluée à partir des sources de données existantes.
Les actifs de pension privés (y compris les REER) ont aussi augmenté de façon significative au cours de la période. Un moteur important de la hausse des actifs de pension privés est l'augmentation de la part des REER, qui ont connu une expansion au chapitre de la participation et des sommes moyennes détenues au cours de la période (Milligan, 2005).
L'augmentation de la dette a aussi été confirmée par les données de l'Enquête canadienne sur les capacités financières (ECCF), menée quatre ans plus tard que l'ESF de 2005. En 2009, la dette médiane des personnes de quatre ans plus âgées (38 à 44 ans) que les personnes dans la force de l'âge en 2005 (34 à 40 ans) était de 87 400 $, ce qui laisse supposer que les niveaux de dette ont continué d'augmenter parmi les personnes de 28 à 34 ans en 1999.
Jusqu'aux années d'activité intermédiaires, la grande majorité des actifs sont liés au logement et à l'immobilier. Après ces années, la part des pensions en proportion des actifs globaux augmente, passant du tiers au cours des années d'activité tardives à environ 40 % pendant les années de pré-retraite.
Le ratio de la dette sur le revenu n'est pas une mesure idéale parce qu'il compare un stock avec un flux de revenu. En l'absence du ratio du service de la dette, toutefois, la mesure de la dette sur le revenu est généralement considérée comme une option de rechange valide (Meh et coll., 2009).
Morissette et Zhang (2006) ont aussi déterminé que la dispersion de l'avoir net a augmenté chez les jeunes adultes.
Plus précisément, ces fourchettes comprennent les centiles du 15^e au 35^e, du 40^e au 60^e et du 65^e au 85^e.
Pour les deux années de l'EFC, un petit nombre d'observations ont été étiquetées « unités familiales spéciales » et ont été échantillonnées pour améliorer la représentation des actifs et des dettes détenus par les Canadiens au sommet de la répartition du revenu et du patrimoine. Elles ne font pas partie des échantillons de 1977 et 1984, les données démographiques de ces unités n'étant pas observables.
Les régimes enregistrés d'épargne-études ne sont pas inclus.
Le module de 1977 sur les actifs et les dettes de l'EFC ne comprend pas la valeur des immeubles autres que la résidence principale. Toutefois, il comprend les capitaux propres dans ce type d'immeuble, c'est-à-dire la valeur marchande de la résidence, moins le principal à rembourser sur l'hypothèque. Étant donné que seulement les ménages de 28 à 34 ans sont visés par cette enquête, et que quelques ménages (environ 15 %) de ce groupe d'âge possèdent une résidence secondaire, l'utilisation des capitaux propres comme approximation de la valeur des autres immeubles ajoutera un léger biais à la baisse dans la valeur des actifs immobiliers par rapport aux autres années étudiées.
Les autres actifs non financiers, comme le mobilier, n'ont pas été inclus parce qu'ils n'étaient pas disponibles dans le module des avoirs et des dettes de 1977 et 1984 de l'EFC. Toutefois, les autres actifs non financiers représentent habituellement une partie très faible de l'ensemble des actifs.
On pourrait supposer que l'imputation d'une valeur pour les actifs de pension peut influencer grandement les résultats puisque les actifs de pension représentaient 16 % et 24 % du total des actifs des ménages comptant deux cotisants dans les groupes des 28 à 34 ans et de 35 à 41 ans, respectivement, en 1999. Cependant, des vérifications de la sensibilité ont été effectuées à partir de la proportion d'actifs d'assurance-vie et d'actifs de pension dans le total des actifs en 1977 et 1984, à partir des données des Comptes nationaux, et les résultats étaient qualitativement similaires.
Les REER déclarés ont par la suite été ajoutés à la valeur pour calculer les actifs de pension privés.

Documents consultés

BEACH, Charles M., et Ross FINNIE. 2004 . Analyse longitudinale de l'évolution des gains au Canada, n^o 11F0019MIF au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, 32 p., « Direction des études analytiques : documents de recherche », n^o 227, (site consulté le 5 juin 2012).

BEAUDRY, Paul, et David A. GREEN. 2000. « Cohort patterns in Canadian earnings: Assessing the role of skill premia in inequality trends », The Canadian Journal of Economics, vol. 33, n^o 4, novembre, p. 907 à 936, (site consulté le 5 juin 2012).

BLOSSFELD, Hans-Peter, et Johannes HUININK. 1991. « Human capital investments or norms of role transition? How women's schooling and career affect the process of family formation », American Journal of Sociology, vol. 97, n^o 1, juillet, p. 143 à 168, (site consulté le 5 juin 2012).

BROWN, W. Mark, et Amélie LAFRANCE. (à paraître) Trends in Homeownership by Age and Household Income: Factors Associated with the Decision to Own, 1981 to 2006, n^o 11F0027M au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, « Série de documents de recherche sur l'analyse économique ».

CHAWLA, Raj K. 2003 . Comparabilité des estimations de la richesse familiale selon l'Enquête sur la sécurité financière de 1999 et l'Enquête sur les finances des consommateurs de 1984, Division de l'analyse des enquêtes sur le travail et les ménages, Rapport à l'intention des employés n^o 01-2003, Ottawa, Statistique Canada.

COURCHANE, Marsha J., et Judith A. GILES, 2002. A Comparison of U.S. and Canadian Residential Mortgage Markets, Université de Victoria, Document de travail n^o EWP0201, Victoria, Colombie-Britannique, 49 p., (site consulté le 5 juin 2012).

GILMORE, Jason, et Sébastien LAROCHELLE-COTE. « Analyse du ralentissement du marché du travail », L'emploi et le revenu en perspective,vol. 23, n^o 1, printemps, produit nº 75-001-XIF au catalogue de Statistique Canada, (site consulté le 5 juin 2012).

GOLDIN, Claudia. 2004. The Long Road to the Fast- Track: Career and Family, National Bureau of Economic Research (NBER) Working Paper No. 10331, Cambridge, Massachusetts (MA), National Bureau of Economic Research, 26 p., (site consulté le 5 juin 2012).

GOODMAN, Allen C. 1988 . « An econometric model of housing price, permanent income, tenure choice, and housing demand », Journal of Urban Economics, vol. 23, n^o 3, mai, p. 327 à 353.

HOU, Feng. 2010. L'accession à la propriété pendant le cycle de vie des Canadiens : analyse fondée sur les données du Recensement de la population du Canada, n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, « Direction des études analytiques : documents de recherche », n^o 325, (site consulté le 5 juin 2012).

JAPPELLI, Tullio, et Franco MODIGLIANI. 2005. « The age saving profile and the life-cycle hypothesis », The Collected Papers of Franco Modigliani, volume 6, chapitre 5, Cambridge, MA, Massachusetts Institute of Technology (MIT) Press.

LAROCHELLE-CÔTÉ, Sébastien, John MYLES et Garnett PICOT. 2008. Sécurité et stabilité du revenu à la retraite au Canada, n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, « Direction des études analytiques : documents de recherche », n^o 306, (site consulté le 5 juin 2012).

MEH, Césaire A., Yaz TERAJIMA, David Xiao CHEN et Tom CARTER. 2009. Household Debt, Assets, and Income in Canada: A Microdata Study. Banque du Canada, Document d'analyse 2009-07, Ottawa, Banque du Canada, 37 p. (site consulté le 5 juin 2012).

MILLIGAN, Kevin. 2005. « Life-cycle asset accumulation and allocation in Canada », The Canadian Journal of Economics, vol. 38, n^o 3, août, p. 1057 à 1106, (site consulté le 5 juin 2012).

MORISSETTE, René, et Xuelin ZHANG. 2006. « Inégalité de la richesse : second regard », L'emploi et le revenu en perspective,vol. 7, n^o 12, décembre, produit nº 75-001-XIF au catalogue de Statistique Canada, (site consulté le 5 juin 2012).

STATISTIQUE CANADA. 2012. Tableau CANSIM 378-0051. Comptes du bilan national : particuliers et entreprises individuelles, (site consulté le 2 mai 2012).

Auteurs

Amélie Lafrance travaille à la Division de l'analyse économique. On peut la joindre au 613-951-0060. Sébastien LaRochelle-Côté est au service de la Division de la statistique du travail. On peut le joindre au 613-951-0803 ou l'un ou l'autre à perspective@statcan.gc.ca.

Date de modification :: 2015-11-27

Sélection de la langue

Recherche et menus

Recherche