Écart entre le revenu réalisé et le revenu potentiel de la femme

que la femme ait un revenu supérieur à celui de son conjoint (Bertrand et al.,2015). β1 croît légèrement (−7, 81%) et reste toujours aussi signicatif (p < 0.01).

Nous répétons ces opérations pour la seule province du Québec. On note dans la spécication de base présentée dans la colonne (4), une relation négative (−0, 0468) entre P rW ifeEarnsMorei et la participation de la femme au marché du travail. Bien qu'elle soit supérieure à la première spécication observée au Canada, cette estimation n'est pas signicative. À l'ajout des mêmes variables de contrôle utilisées pour les estimations du Canada, on observe une augmentation du coecient de la variable P rW ifeEarnsMorei qui se stabilise à −10, 4% (colonne (6)) et devient signicatif au seuil de 5%. On observe dans cette estimation qu'au Québec, les femmes mariées seraient plus enclines à restructurer leur participation au marché du travail an de préserver la structure du ménage traditionnel. Ces résultats sont conformes aux réponses re- levées dans les questionnaires du World Values Survey, où le Québec présente un attachement plus fort à certaines valeurs traditionnelles.

4.3 Écart entre le revenu réalisé et le revenu potentiel de la

femme

Les statistiques descrpitives de l'EDTR présentées au chapitre 2 montrent qu'au Québec et au Canada, le revenu moyen des hommes est supérieur à celui des femmes. Le revenu d'un ménage est plus élevé lorsque les deux partenaires y participent. La sortie du marché du travail

Table 4.2  Revenu relatif et participation de la femme au marché du travail (1) (2) (3) (4) (5) (6) Canada Québec Mesures du revenu P rW if eEarnsM orei -0.0178 -0.0743*** -0.0781*** -0.0468 -0.104** -0.104** (0.0161) (0.0168) (0.0169) (0.0383) (0.0457) (0.0457) Log du revenu moyen de l'homme 0.0114*** 0.0916*** 0.0628*** 0.0244** 0.0864*** 0.0840***

(0.00408) (0.0101) (0.0135) (0.00911) (0.0189) (0.0201) 1er quartile 3.22e-06*** 3.41e-06*** 3.92e-06*** 2.74e-06 3.08e-06 3.18e-06 (1.23e-06) (1.23e-06) (1.18e-06) (1.91e-06) (1.96e-06) (1.99e-06) 2e quartile 7.43e-07 8.84e-07 1.14e-06 -9.50e-07 -8.20e-07 -6.69e-07

(1.36e-06) (1.39e-06) (1.33e-06) (2.93e-06) (2.91e-06) (2.92e-06) 3e quartile 2.12e-06** 2.39e-06** 1.85e-06* 8.58e-07 1.03e-06 8.74e-07

(1.06e-06) (1.08e-06) (1.00e-06) (2.36e-06) (2.40e-06) (2.41e-06) Polynôme cubique du revenu moyen de l'homme -0.000358*** -0.000364*** -0.000300*** -0.000301***

(4.14e-05) (4.21e-05) (9.40e-05) (9.44e-05) Constant 0.163*** -0.283*** -0.222*** 0.0722 -0.254** -0.250*

(0.0447) (0.0674) (0.0708) (0.0960) (0.123) (0.125) Interaction du log du revenu médian de la femme

et du revenu moyen de l'homme Non Non Oui Non Non Oui Interaction des groupes démographiques

des hommes et des femmes Non Non Oui Non Non Oui Eets xes par année Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par groupe d'âge Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par niveau d'éducation Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par province Oui Oui Oui Non Non Non Observations 34,690 34,690 34,488 7,898 7,898 7,898 R-squared 0.057 0.059 0.058 0.078 0.079 0.079

Robust standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

d'un des partenaires dans un couple pourrait avoir des incidences nancières désavantageuses.

Tremblay(2002) trouve même que dans certains cas, le besoin des femmes de travailler prévaut sur la volonté de le faire, en raison des changements dans la force du pouvoir d'achat. En eet, une majorité de familles est amenée à devoir cumuler deux revenus an de pouvoir maintenir un niveau de vie équivalent à celui que permettait un seul revenu dans les années 707_{. Le}

coût d'un départ dénitif du marché du travail est donc susamment lourd pour sure à dissuader de l'adoption de cette mesure radicale. Tel que nous avons pu l'observer dans la section précédente, dans les couples qui présentent une aversion à une situation dans laquelle le revenu de la femme est supérieur à celui de l'époux, la femme est susceptible de quitter le marché du travail. La restructuration des activités professionnelles de la femme, en limitant par exemple ses horaires de travail, s'avère non seulement moins coûteuse nancièrement pour le ménage, mais permet aussi à l'homme de garder son statut de soutien nancier principal de la famille (Bertrand et al.,2015). Un tel changement occasionne parallèlement une perte substantielle dans le revenu potentiel de la femme. Aussi, l'étude de Fortin(2005) montre que

7. Déjà en 1992, il fallait travailler 20 à 35 heures de plus an d'avoir le même pouvoir d'achat que nécessitait seulement 45 heures de travail en 1970 (Tremblay,2002) .

l'écart salarial est plus élevé dans les pays qui achent un fort attachement aux structures traditionnelles du ménage dans lesquelles les femmes ont un revenu inférieur à celui de leurs époux. Les perceptions liées au genre identitaire inueraient donc directement et indirectement le revenu de la femme.

Dans cette dernière section, nous cherchons à estimer l'écart entre le revenu qu'une femme mariée réalise et celui qu'elle pourrait réaliser selon ses caractéristiques démographiques, si elle ne modiait pas son comportement sur le marché du travail an de préserver la structure traditionnelle de son ménage.

Nous établissons pour chaque couple i, l'écart entre le revenu réalisé et potentiel de la femme : incomeGapi =

wif eIncomei− wif epotentiali wif epotentiali

où wifeIncomei est le revenu réalisé par la femme et wifepotentiali est la moyenne de la distribution des revenus potentiels de la femme telle qu'établie dans la section précédente. Calculée pour chaque année t en fonction des caractéristiques démographiques (groupe d'âge, niveau d'éducation et province de résidence), la variable wifepotentialireprésente pour chaque femme le revenu moyen que les femmes actives de son groupe démographique obtiennent an- nuellement.

Nous utilisons le même modèle de probabilité linéaire utilisé pour l'estimation de la parti- cipation de la femme au marché du travail en remplaçant seulement la variable W ifeLF Pi par incomeGapi. Nous conservons aussi les mêmes variables explicatives pour l'ensemble des spécications. L'estimation pour l'écart entre le revenu réalisé par la femme et son revenu potentiel s'établit donc ainsi :

incomeGapi= β0+ β1P rW if eEarnsM orei+ β2wqi + β3lnHusbIncomei+ β4Xi+ εi Les résultats sont présentés dans la table4.3. Les colonnes (1) et (4) achent respectivement les résultats de la première spécication pour le Canada et le Québec. Au Canada, le coecient β1 est estimé à −8, 47% et est signicatif au seuil de 10%. La probabilité qu'une femme mariée obtienne un revenu supérieur a celui de son conjoint inue négativement sur la variable incomeGapi. Ceci signierait, en suivant l'hypothèse deBertrand et al. (2015), que la femme mariée adopte un comportement sur le marché du travail pouvant inuer négativement sur son revenu. Le revenu qu'elle réalise est inférieur à celui qu'elle pourrait obtenir en réalité, si elle ne distordait pas sa participation au marché du travail en limitant par exemple ses horaires ou en optant pour une carrière moins rentable. Le coecient estimé est négatif au Québec (β1 = −1, 9%), et est aussi signicatif au seuil de 10%. À l'ajout du polynôme cubique du revenu moyen de l'époux dans les colonnes (2) pour le Canada et (5) pour le Québec, β1devient plus faible. Au Canada, β1 tombe à −7, 81% et n'est plus signicatif. À l'ajout des dernières variables de contrôle dans la troisième colonne (l'interaction des logarithmes du revenu médian de la femme, et du revenu moyen de l'homme ; et l'interaction des groupes démographiques de

l'homme et de la femme), l'impact qu'a la probabilité pour une femme mariée d'avoir un revenu excédant celui de son conjoint sur l'écart salarial calculé est estimé à 1, 05% et est signicatif au seuil de 10%. Au Québec cependant, à l'ajout de toutes nos variables de contrôle, β1 se stabilise à 9, 87% mais n'est pas signicatif.

Les résultats, bien que négatifs pour le Canada, perdent leur signicativité à l'ajout des va- riables de contrôle. L'eet estimé devient même positif et signicatif. Au Québec, l'eet de la probabilité qu'une femme ait un revenu supérieur à celui de son époux sur son revenu poten- tiel devient aussi positif à l'ajout des variables de contrôle mais demeure non-signicatif. Ce résultat en est contradiction avec les résultats du World Values Survey présentés plus haut. La nouvelle politique familiale mise en place par le gouvernement du Québec va dans le sens d'une plus grande accessibilité des femmes au marché du travail ainsi qu'un meilleur niveau de revenu (Tremblay,2002). Il apparaît cependant que comparativement au Canada, le Qué- bec soit encore attaché à certaines valeurs traditionnelles en lien avec le genre identitaire, qui pourraient aecter la participation des femmes au marché du travail sans toutefois nuire à leur revenu. Tel que suggéré par nos résultats, les femmes dans cette dernière estimation ne modieraient pas leurs comportements sur le marché du travail de façon à réduire leurs revenus. Ici, la probabilité que la femme mariée ait un revenu supérieur à celui de son mari n'aecte pas l'écart entre le revenu qu'elles réalisent et celui qu'elles pourraient réaliser.

Table 4.3  Revenu relatif et revenu potentiel de la femme (1) (2) (3) (4) (5) (6) Canada Québec Mesures du revenu P rW if eEarnsM orei -0.0847* 0.0718 0.105* -0.190* 0.0787 0.0987 (0.0496) (0.0597) (0.0586) (0.102) (0.135) (0.134) Log du revenu moyen de l'homme 0.0605*** -0.197*** -0.00384 0.0275 -0.302*** -0.209***

(0.0144) (0.0330) (0.0473) (0.0234) (0.0730) (0.0757) 1er quartile -2.75e-06 -3.43e-06 -7.17e-06** -1.47e-05*** -1.67e-05*** -2.04e-05***

(3.47e-06) (3.46e-06) (3.06e-06) (4.98e-06) (4.65e-06) (4.75e-06) 2e quartile 1.94e-06 1.52e-06 3.00e-06 2.43e-05** 2.43e-05** 2.16e-05** (4.02e-06) (3.99e-06) (3.57e-06) (1.02e-05) (9.83e-06) (9.49e-06) 3e quartile 1.47e-05*** 1.39e-05*** 1.52e-05*** -9.19e-06 -1.06e-05 -7.55e-06 (2.92e-06) (2.93e-06) (2.81e-06) (8.70e-06) (8.39e-06) (8.00e-06) Polynôme cubique du revenu moyen de l'homme 0.00111*** 0.00117*** 0.00154*** 0.00161***

(0.000156) (0.000155) (0.000354) (0.000359) Constant 0.0718 1.546*** 1.169*** 0.102 1.883*** 1.710***

(0.168) (0.214) (0.210) (0.252) (0.420) (0.428) Interaction du log du revenu médian de la femme

et du revenu moyen de l'homme Non Non Oui Non Non Oui Interaction des groupes démographiques

des hommes et des femmes Non Non Oui Non Non Oui Eets xes par année Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par groupe d'âge Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par niveau d'éducation Oui Oui Oui Oui Oui Oui Eets xes par province Oui Oui Oui Non Non Non Observations 22,238 22,238 22,174 4,889 4,889 4,889 R-squared 0.133 0.136 0.144 0.183 0.190 0.195

Robust standard errors in parentheses *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

Conclusion

Nous analysons les causes et conséquences du revenu relatif au sein des ménages canadiens. L'objectif est d'étudier l'impact du genre identitaire sur la distribution de la part du revenu obtenu par la femme au sein du ménage, ainsi que sur un certain nombre d'observations socio- économiques. Nous avons établi la distribution de la part du revenu détenu par la femme au sein du ménage. Nous observons dans cette distribution une chute au seuil de 50%. Notre hypothèse se fonde sur les travaux deBertrand et al.(2015) qui trouvent une discontinuité à exactement 50%, et l'expliquent par l'inuence du genre identitaire sur les décisions économiques prises par les femmes au sein de leurs ménages. L'un des concepts associés au genre identitaire est que  l'homme devrait avoir un revenu supérieur à celui de son épouse  an de préserver la structure traditionnelle du ménage dans laquelle l'homme est le principal soutien nancier de la famille. L'aversion à une situation contraire engendre des attitudes poussant au retrait ou à la restructuration de la participation de la femme au marché du travail, et son revenu potentiel en est négativement aecté. Sur le plan social, cette aversion explique en partie l'augmentation des taux de divorce, la diminution de la formation de mariages et impacte également la division du travail domestique (Bertrand et al.,2015).

L'analyse graphique que nous avons menée dans ce mémoire a permis de montrer une discon- tinuité dans la distribution de la part de revenu des femmes au sein de leurs ménages, au seuil de 50%. On note une certaine évolution de cette tendance à l'observation des distributions des diérentes cohortes canadiennes et québécoises. Suivant l'hypothèse avancée par Bertrand et al. (2015), nous avons analysé l'incidence de la probabilité qu'une femme ait un revenu supérieur à celui d'un homme sur le taux de formation de mariages. Les résultats nous ont permis de vérier que l'impact de cette probabilité sur le taux de formation de mariages est négatif autant au Canada qu'au Québec. Cet impact est cependant beaucoup plus prononcé au Canada qu'au Québec. Nous avons ensuite étudié l'impact du genre identitaire sur la parti- cipation de la femme au marché du travail, et sur son revenu potentiel. Nous trouvons, comme

Bertrand et al.(2015), que dans le cas de la participation au marché du travail, la probabilité qu'une femme ait un revenu excédant celui de son époux aecte négativement sa présence sur ce marché. Ici, la comparaison entre le Canada et le Québec montre que cette probabilité a un impact négatif plus prononcé au Québec. Les résultats du World Values Survey utilisés pour jauger l'attachement aux valeurs traditionnelles liées au genre vont dans le sens de nos

résultats, en montrant une plus forte incidence du genre identitaire dans la province québé- coise comparativement au Canada. Les femmes dans la société québécoise seraient donc plus enclines à se retirer du marché du travail an de préserver la structure familiale telle que pro- mue par les normes traditionnelles émanant du genre identitaire. Cependant, l'écart entre le revenu réalisé par la femme et son revenu potentiel compte tenu de ses caractéristiques démo- graphiques ne semble pas être aecté par la probabilité que la femme ait un revenu supérieur à celui de son époux. Ici, nos résultats montrent que les femmes n'agissent pas de manière à obtenir un revenu inférieur à celui que peuvent obtenir les femmes appartenant à leur groupe démographique et partant, à celui de leurs époux.

Les résultats que nous trouvons portent à croire que le genre identitaire pourrait avoir une incidence négative sur des décisions économiques prises par les femmes Canadiennes et Québé- coises au sein de leurs ménages. Il serait intéressant d'ajouter l'incidence du genre identitaire au nombre des hypothèses avancées an d'expliquer les disparités salariales entre les hommes et les femmes, les diérences dans la participation au marché du travail mais aussi le déclin des taux de mariage ou la hausse des taux de divorce. Des recherches ultérieures pourraient éventuellement utiliser des données de panel, an de suivre de façon plus précise les mêmes échantillons à travers le temps. Il pourrait également être intéressant d'étendre les estimations en rajoutant des variables telles que la présence d'enfants ou non dans les ménages, ou vérier l'incidence du genre identitaire dans les ménages selon la forme de travail (temps partiel ou temps complet) des femmes.

Annexes

Table A1  Pourcentage des femmes se mariant à des hommes faisant partie du même groupe d'âge ou du même niveau d'éducation

Âge de la femme

18 - 31 ans 32 - 43 ans 44 - 65 ans Âge du mari

18 - 33 ans 12,66 3,94 1,89

34 - 45 ans 4,28 23,39 6,99

46 - 65 ans 1,70 7,38 37,76

Éducation de la femme

≤Primaire ≤Secondaire Universitaire Éducation du mari

≤Primaire 7,35 11,10 1,80

≤Secondaire 7,51 38,95 10,30

Universitaire 1,45 10,88 10,66

Figure A1  Distribution du revenu relatif de l'ensemble des cohortes au Québec au seuil de 50%

Figure A2  Distribution du revenu relatif par cohorte au Québec au seuil de 50%

(a) Distribution en 1996 (b) Distribution en 2001

Figure A3  Test McCrary de l'ensemble des cohortes au Québec au seuil de 50%

Figure A4  Tests McCrary des distributions au Québec au seuil de 50%

(a) 1996 (b) 2001

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