Dans ce chapitre, il sera montré, à l’aide de régressions faites sur les données de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR) et de l’Enquête sociale générale (ESG), que le modèle élaboré dans ce mémoire fait également du sens avec des données réelles.
Pour cela, je vais faire la régression des heures travaillées rémunérées et domestiques sur le statut marital et d’autres caractéristiques pour avoir l’effet, ceteris paribus, du statut marital sur les heures travaillées et domestique.
Les données de l’EDTR se différencient des données en libre accès par la possibilité de lier les données à travers le temps. De façon imagée, au lieu d’avoir une photo à chaque année, il est possible de faire une vidéo sur plusieurs années.
Pour avoir des données longitudinales, la banque de données doit permettre de suivre un même individu sur plus d’une période. L’EDTR permettait de suivre un individu sur toutes les années où il était dans la banque de données, sur plusieurs variables d’intérêts (les mêmes questions étaient posées à chaque année). Les données de panel combinent les données de coupe transversale (unités différentes observées au même moment) et les données longitudinales (séries temporelles). On observe donc l’unité i durant plusieurs périodes t. Les modèles de données de panel nous permettent donc d’enrichir l’analyse, puisqu’ils permettent de tenir compte d’éléments inobservables.
De manière mathématique, pour un individu i au temps t :
Heuresit= α0+ α1U nionF aitit+ α2M ariageit+ βXit+ it
où it est un terme d’erreur inobservé, U nionF ait est une indicatrice qui vaut 1 si l’individu
est en union de fait ou 0 sinon, de même pour M ariage. L’estimation sera sans biais si itn’est
la sélection de certaines personnes par rapport au choix du statut marital. Pour corriger ce biais, je vais faire des régressions avec effets fixes grâce aux données de panel de l’EDTR. Là où il faudra porter une attention particulière avec les données de panel, c’est sur les spéci- fications des aléas du terme d’erreur it. En effet,
it= µi+ ωit
Le terme d’erreur µi représente un terme constant à travers le temps, ne dépendant que de
l’individu i (l’effet individuel) et ωit, le terme d’erreur i.i.d. Je crois que dans les données de
l’EDTR, le facteur µi est fortement corrélé avec la matrice X, c’est-à-dire que les gens ont des
caractéristiques qui sont corrélées avec leur offre de travail et avec les variables de contrôles (âge, éducation, etc), mais surtout avec le choix du statut marital.
Si E(it|X) = 0, on peut utiliser les estimateurs par MCO et obtenir un estimateur convergent,
cependant les estimateurs obtenus par les MCO ne seront pas efficients. Si E(it|X) 6= 0, alors
non seulement les estimateurs ne seront pas efficients, ils ne seront pas convergents.
On peut régresser de manière simple en appliquant les MCO sur l’ensemble des données mises
bout-à-bout sans se préoccuper de leur nature particulière ni de celle du terme d’erreur it.
Il est également possible d’utiliser un modèle qui tiendra compte de la spécificité des données longitudinales et du terme d’erreur. Dans ce mémoire, j’utiliserai le modèle à effets fixes. Une
hypothèse importante dans ce modèle concerne l’erreur ωit qui doit satisfaire aux hypothèses
classiques des MCO, c’est-à-dire centrées, homoscédastiques, indépendantes et normales, les estimations sont optimales et permettent notamment les tests de Fisher pour éprouver la nécessité du terme µi.
Le modèle pour les données de panel devient :
Heuresit = α0+ α1U nionF aitit+ α2M ariageit+ βXit+ µi+ ωit
J’ai fait des régressions par la méthode classique des MCO sur les données de l’EDTR. Ceci permet de voir les tendances, mais il est important d’être conscient qu’il peut y avoir un
problème, car une partie du terme d’erreur, le terme µi, risque d’être fortement corrélé avec
X, mais surtout avec U nionF ait et M ariage, selon le statut marital. En d’autres mots, les gens ont des caractéristiques inobservables qui sont corrélées avec le choix du statut marital, l’âge, l’éducation et les autres variables de contrôles. Les estimateurs β risquent donc d’être biaisés. Pour corriger ce phénomène, nous utilisons la méthode de Panel à effets fixes qui,
comme son nom l’indique, prend comme fixe le terme d’erreur µi à travers le temps et nous
Les régressions contenues dans ce chapitre me permettront également de regarder la cohérence avec les simulations du chapitre 5. Pour l’analyse des tables suivantes, j’utiliserai les graphiques développés lors de la simulation. Je suppose que les marié(e)s ont des probabilités plus faibles de se séparer et les conjoint(e)s de fait ont une probabilité plus élevée de séparation.
5.1
Impact du statut marital
Dans cette section, je m’intéresse à l’impact qu’a le statut marital sur le temps consacré à un emploi rémunéré ou au bien domestique. Deux statuts maritaux ont été considérés, le mariage et l’union de fait. J’ai utilisé les deux bases de données, l’EDTR et l’ESG, dans cette section. Dans les tables de régressions qui suivront, j’ai éliminé les observations manquantes ou incomplètes. J’ai considéré les hommes et les femmes de 18 à 65 ans.
En se référant à la figure 4.1, pour le graphique sur le travail, un couple marié se trouve près
de la probabilité nulle de séparation, alors qu’un couple en union de fait a plus de risque de séparation, se situant donc plus près de 1 dans le graphique. On devrait donc trouver que le mariage a un effet positif plus fort que celui de l’union de fait sur l’offre de travail des hommes et un effet négatif plus fort sur l’offre de travail des femmes.
Dans toutes les régressions suivantes, la variable de référence est un(e) célibataire sans enfant, car dans les variables de contrôles, sont inclus les interactions entre le statut marital et le nombre d’enfant de moins de 18 ans présent au sein du couple. Les coefficients présentés sont donc l’impact du statut marital pour une personne sans enfant par rapport à un(e) célibataire sans enfant.
Table 5.1 – Heures rémunérées par année, données de l’EDTR
Femmes Hommes
Québec Reste du Canada Québec Reste du Canada
MCO EF MCO EF1 MCO EF MCO EF
β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) Célibataire réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. réf. Union de fait 127.065∗∗∗ 50.80 49.49∗∗∗ -59.65 265.64∗∗∗ -444.60 245.33∗∗∗ -115.59 (19.89) (47.16) (16.20) (58.86) (84.78) (373.61) (42.41) (114.18) Marié(e) -151.34∗∗∗ -166.12∗∗∗ -164.42∗∗∗ -125.35∗∗ 259.72∗∗∗ -569.59 267.35∗∗∗ -104.19 (20.01) (64.58) (10.60) (53.95) (84.07) (373.72) (38.67) (112.29) N 42 036 42 771 175 857 62 140 29 441 30 033 127 060 130 177 R2 0.198 0.023 0.134 0.062 0.1913 0.152 0.128 0.109
1. L’Ontario a été pris dans ces régressions comme province représentatrice du Canada
Contrôle pour l’âge,l’âge au carré, l’éducation des parents, l’origine ethnique, le nombre d’enfant et des variables d’interaction entre statut marital et nombre d’enfant
∗
Dans la table 5.1, en regardant les régressions par MCO, une conjointe de fait québécoise sans enfant va travailler 127,065 heures de plus dans une année qu’une célibataire sans enfant, tandis qu’une femme mariée sans enfant québécoise va travailler 151,34 heures de moins dans une année. Les conjointes de faits ailleurs au Canada travaillent également plus que les céliba- taires sans enfant, mais avec seulement 49,49 heures de plus par année. Les femmes mariées canadiennes sans enfant vont quant à elles diminuer leurs heures travaillées annuel de 164,42, une baisse plus importante que les mariées québécoises. Les hommes en couple sans enfant travaillent plus que les hommes célibataires sans enfant, et la tendance entre les conjoints de fait et les mariés est inversée entre le Québec et le reste du Canada. Alors que les Québécois en union de fait sans enfant travaillent 265,64 heures de plus par année que les célibataires sans enfant, les hommes mariés sans enfant du Québec travaillent 259,72 heures annuellement de plus par rapport au groupe de référence. Dans le reste du Canada, ce sont les mariés sans enfant qui augmentent le plus leur nombre d’heures travaillées, augmentant de 267,35 heures annuellement tandis que les conjoints de fait sans enfant travaillent 245,33 heures de plus par année par rapport aux célibataires sans enfant. Ce sont les marié(e)s canadien(ne)s qui réagissent donc le plus fortement par rapport à leur nombre d’heures consacrées à un emploi rémunéré.
Dans la table5.1, en regardant les régressions de panel à effets fixes (EF), les femmes mariées
québécoises sans enfant diminuent leur heures travaillées de 166,12 heures par années par rap- port à une femme sans enfant célibataire. Les femmes ontariennes vont quant à elles diminuer de 125,35 heures par année leur temps consacré à un emploi rémunéré. En contrôlant pour les effets fixes, les femmes mariées québécoises sans enfant diminuent plus fortement leur nombre d’heures travaillés que les femmes mariées ontariennes sans enfant. Cependant, il n’y a plus d’effet significatif du statut marital pour les femmes en union de fait et pour les hommes. Il y a donc un effet de sélection, les femmes qui choisissent le statut de conjointe de fait sont des jeunes qui travaillent plus que les autres femmes (mariées et célibataires), surtout au Québec Comparons maintenant les résultats des régressions MCO de l’EDTR avec les données de l’ESG, en prenant le même type de variables de contrôles. Un test de Wald sur l’égalité des paramètres a également été fait, l’hypothèse nulle est l’égalité des coefficients.
Dans la table 5.2, les coefficients sont exprimés en minutes par jour. Les hommes mariés
ontariens sans enfant travaillent en moyenne 81,91 minutes par jour de plus qu’un célibataire sans enfant, ce qui est cohérent avec les données de l’EDTR, si on prend en compte qu’il y a cinq jours de travail dans une semaine et 48 semaines de travail par an. Un conjoint de fait
Table 5.2 – Temps travaillé (en minutes/jour), données de l’ESG (MCO )
Femmes Hommes
(1) (2) (3) (4)
Québec Ontario Québec Ontario
β (σ) β (σ) β (σ) β (σ)
Célibataire ref. ref. ref. ref.
Conjoint(e) de fait -8.08 -12.46 14.51 79.49∗
(36.92) (41.30) (43.33) (45.67)
Marié(e) 26.03 -23.29 97.80∗∗ 81.91∗∗∗
(42.74) (28.43) (46.25) (31.66)
Fstats (Conj. de fait = Marié(e)) 0.71 0.08 2.77∗ 0.00
(0.3996) (0.7808) (0.0969) (0.9578)
N 558 1140 478 1013
R2 0.091 0.085 0.164 0.071
Contrôle pour l’âge, variables d’interaction entre statut marital et nombre d’enfant, l’éducation des parents, l’origine ethnique et nombre d’enfant
∗
p < 0.1,∗∗ p < 0.05,∗∗∗ p < 0.01
ontarien sans enfant travaille 79,49 minutes par jour en plus qu’un célibataire sans enfant. Au Québec, un homme marié sans enfant travaillera en moyenne 97,80 minutes par jour de plus qu’un célibataire sans enfant. L’effet n’est pas significatif pour un conjoint de fait québécois sans enfant, de même pour les femmes. Ailleurs qu’au Québec, un homme marié sans enfant travaillera plus qu’un homme sans enfant en union de fait, ceci se confirme également lorsque nous utilisons les données de l’ESG. Le test de Wald montre que l’hypothèse nulle est rejetée pour les hommes québécois sans enfant, que le coefficient 97.80 est différent de l’effet nul pour les hommes mariés ontariens sans enfant.
Dans la table5.3, les coefficients sont également exprimés en minutes par jour. Les femmes en
couple sans enfant consacrent plus de temps au bien domestique que les femmes célibataires sans enfant. Les mariées québécoises sans enfant consacrent 4,61 minutes de plus par jour que les célibataires sans enfant, alors que les Québécoises en union de fait sans enfant font 3,52 minutes de plus par jour de travaux domestiques. Du côté des femmes ontariennes, les mariées sans enfant consacrent 5,48 minutes par jour de plus que les célibataires sans enfant, alors que les conjointes de fait sans enfant font, en moyenne, 6,97 minutes par jour de plus aux tâches domestiques que les célibataires sans enfant. Du côté des hommes, les mariés ontariens sans enfant consacrent au bien domestique 2,45 minutes par jour de plus que les célibataires sans enfant, l’effet des conjoints de fait sans enfant et des hommes mariés québécois étant incertain. Les mariées québécoises sans enfant travaillant plus par rapport aux célibataires sans enfant
Table 5.3 – Temps domestique (en minutes/jour), données de l’ESG (MCO )
Femmes Hommes
(1) (2) (3) (4)
Québec Ontario Québec Ontario
β (σ) β (σ) β (σ) β (σ)
Célibataire ref. ref. ref. ref.
Conjoint(e) de fait 3.52∗∗ 6.97∗∗∗ 2.11 1.92
(1.53) (2.55) (1.40) (1.56)
Marié(e) 4.61∗∗∗ 5.48∗∗∗ -0.15 2.45∗∗
(1.78) (1.76) (1.51) (1.09)
Fstats (Conj. de fait = Marié(e)) 0.42 0.39 1.95 0.11
(0.5178) (0.5346) (0.1629) (0.7363)
N 559 1142 480 1011
R2 0.191 0.183 0.098 0.100
Contrôle pour l’âge, variables d’interaction entre statut marital et nombre d’enfants, l’éducation des parents, l’origine ethnique et nombre d’enfants
∗
p < 0.1,∗∗ p < 0.05,∗∗∗ p < 0.01
que le font les conjointes de fait québécoises sans enfant, alors que l’effet inverse est observé en Ontario, les conjointes de fait sans enfants consacrant plus de temps par rapport au groupe de référence que les mariées sans enfant ontariennes. Aucun des test de Wald dans cette table ne permet de rejeter l’hypothèse nulle d’égalité des coefficients.
Dans la section suivante, nous nous intéresserons plutôt à l’impact que peut avoir la probabilité de séparation sur le temps domestique.
5.2
Impact de la probabilité de séparation
Dans cette section, nous nous intéressons à l’impact que peut avoir la probabilité de séparation sur le temps consacré au bien domestique et à la participation au marché du travail. Seul les données de l’ESG ont été utilisées dans cette section. Dans les tables de régressions qui suivront, nous avons éliminé les observations manquantes ou incomplètes. Nous avons considéré les hommes et les femmes de 18 à 65 ans.
Pour cela, il m’a fallu construire une variable qui mesure la probabilité de séparation. À partir du cycle 25, qui s’intéresse à recueillir des renseignements détaillées sur la famille au Canada, où nous retrouvons plus particulièrement des renseignements sur les séparations et l’historique matrimonial de l’individu. Ici, j’ai considéré l’historique de la première union et à partir de cela, j’ai construit dans un premier temps une variable binaire, sep, qui prenait la valeur 1 si la personne s’était déjà séparée et la valeur 0 si l’individu ne s’était jamais séparé. Dans un deuxième temps, quatre régressions par MCO ont été faites, pour les hommes mariés, les
hommes en union de fait, les femmes mariées et les femmes en union de fait. Pour ce faire, j’ai régressé sep sur l’âge, la différence d’âge entre les conjoints et le nombre d’enfants selon le type d’union (mariage ou union de fait) et le sexe de la personne. Par la suite, j’ai construit une variable qui prédit la probabilité de séparation sur les données du cycle 24. Ce qui nous donne une variable, probabilité de séparation, qui nous permet de voir si un individu modifie sa répartition du temps selon en fonction du risque de la dissolution de son couple ou non.
En annexe 6.9, les régressions qui ont conduit à la construction de la variable Probabilité de
séparation.
La variable indépendante qui a été utilisée pour mesurer la participation à un travail est une variable binaire qui prend la valeur de 1 si le répondant avait travaillé la semaine dernière, de 0 si non. L’autre variable indépendante utilisée est le temps consacré au bien domestique, qui est le temps non rémunéré consacré au foyer domestique, exprimé en minutes par jour, par exemple les tâches domestiques, l’entretien du terrain et de la maison.
Table 5.4 – Participation au marché du travail avec probabilité de séparation, données de l’ESG (MCO )
Femmes Hommes
(1) (2) (3) (4)
Québec Ontario Québec Ontario
β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) Probabilité de séparation -0.06 -0.05 0.09 -0.02 (0.23) (0.16) (0.19) (0.13) Prob. sép. × marié(e) -0.09 -0.55∗∗∗ -0.01 0.10 (0.27) (0.18) (0.33) (0.19) N 525 1042 434 886 R2 0.250 0.181 0.305 0.191
Contrôle pour l’âge, l’éducation, le travail, enfants, les enfants, la province de naissance, minorité visible et la religion
∗
p < 0.1,∗∗ p < 0.05,∗∗∗ p < 0.01
Dans la table 5.4, la variable indépendante est une variable binaire qui indique si l’individu
avait un emploi la semaine dernière. Lorsqu’on augmente de 10% la probabilité de séparation d’une femme mariée ontarienne, avec ou sans enfant, la probabilité de travailler diminue de 5.5% . Ce résultat est contraire avec ce que prédit la théorie.
Table 5.5 – Temps domestique avec probabilité de séparation, données de l’ESG (MCO )
Femmes Hommes
(1) (2) (3) (4)
Québec Ontario Québec Ontario
β (σ) β (σ) β (σ) β (σ) Probabilité de séparation -11.56∗∗ 9.92 0.49 -0.49 (5.24) (6.47) (3.82) (4.87) Prob. sép. × marié(e) -10.68∗ -4.03 2.43 8.09 (6.31) (6.96) (6.78) (7.23) N 525 1042 343 886 R2 0.170 0.137 0.151 0.107
Contrôle pour l’âge, l’éducation, le travail, enfants,
les enfants, la province de naissance, minorité visible et la religion
∗
p < 0.1,∗∗ p < 0.05,∗∗∗p < 0.01
Dans la table 5.5, lorsque la probabilité de séparation augmente de 10%, une Québécoise en
union de fait ou mariée, avec ou sans enfant, diminuera, en moyenne, de 1.156 minutes par jour son temps consacré au bien domestique. L’effet pour une femme mariée québécoise est de 1.068 minutes de moins par jour en moyenne. L’effet sur les hommes en union de fait et mariés, tant Québécois qu’Ontariens, ainsi que sur les Ontariennes n’est pas significatif. Il n’y aurait donc pas d’effet.
La création d’une variable de probabilité de séparation a permis de faire quelques constats. Les femmes mariées ontariennes, en augmentant faiblement leur probabilité de participation à un emploi rémunéré, se comportent de manière contraire à ce que la théorie prédit. Du côté du temps consacré au bien domestique, les femmes vont diminuer leur temps domestique plus la probabilité de séparation augmente, ce qui est cohérent avec la simulation faite dans ce
mémoire à la figure 4.1Domestique et avec la théorie.
Dans ce chapitre, les régressions sont venues confirmer que les femmes en union de fait au Québec consacrent davantage de temps à un emploi rémunéré, alors qu’ailleurs au Canada, les conjointes de fait diminuent leurs heures travaillées, comme le font les femmes mariées québécoises et canadiennes. Les hommes en couples sans enfant travaillent plus, à un emploi rémunéré, que les célibataires.
Conclusion
Auparavant, la spécialisation au sein du couple amenait l’homme à se consacrer davantage au marché du travail alors que la femme se spécialisait au bien domestique. De nos jours, ces effets de spécialisation semblent s’atténuer, plus particulièrement pour les couples en union de fait au Québec. En effet, puisqu’une plus grande instabilité peut régner sur sa relation conjugale, une femme québécoise ne délaissera pas sa carrière au risque que son union ne prenne fin et qu’elle n’ait aucune protection.
La littérature récente sur la stabilité des unions montre que les couples ont plus tendance à avoir une durée d’union plus courte. Cela peut avoir des impacts économiques importants sur plusieurs aspects de la société. Au Québec, si les couples ne se marient plus, aucune protection n’est offerte entre les conjoints en cas de séparation, alors les 2 membres du couple seront présents sur le marché du travail. Est-ce bon pour l’économie d’un pays si plus de gens sont sur le marché du travail au détriment de la vie de famille ? L’instabilité des unions peut- elle créer de la pauvreté, par exemple dans le cas où une femme avait délaissé sa carrière afin de se consacrer davantage au bien domestique et que son conjoint la quitte par la suite ? Les graphiques réalisés à partir des données sur l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu montrent que les femmes québécoises qui deviennent ou restent conjointes de fait augmentent leur nombre d’heures travaillées, alors que celles qui deviennent mariées diminuent leur nombre d’heures consacrées à un emploi rémunéré. Les Canadiens et Québécois en union de fait ne varient pas, ou très peu, leur offre de travail.
Les graphiques obtenus à partir d’une simulation montrent que le modèle théorique élaboré dans ce mémoire possédait la bonne intuition. N’ayant pas de protection suite à une rupture, ce qui était représenté dans le modèle théorique et dans la simulation par le partage de l’épargne en cas de séparation, une femme québécoise qui est en union de fait continuera à consacrer beaucoup de temps au marché du travail, obligeant ainsi son conjoint à consacrer du temps
au bien domestique. La théorie de la spécialisation des tâches élaborée par Becker [1991] ne
s’applique pas au cas des conjoints de fait du Québec.
Dans le modèle théorique, l’ajustement à la probabilité de séparation est symétrique pour