L’impact du statut marital sur la répartition du temps
au sein du couple
Mémoire
Alexandre Rhéaume
Maîtrise en économique Maître ès arts (M.A.)
Québec, Canada
L’impact du statut marital sur la répartition du temps
au sein du couple
Mémoire
Alexandre Rhéaume
Sous la direction de:
Résumé
Dans ce mémoire, je cherche à étudier l’effet du statut marital sur la répartition du temps des Canadiens. En effet, une analyse graphique faite à partir de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu montre que les conjointes de fait se comportent différemment des femmes mariées. Un modèle théorique sur le couple a été élaboré et une simulation a été faite afin d’expliquer ce qui est observé empiriquement. Une femme 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 parBecker[1991]
ne s’applique pas au cas des conjoints de fait. Deux bases de données ont été utilisées pour des régressions. Dans un premier temps, les données de panel de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu ont été utilisées afin de mesurer l’impact du statut marital sur le nombre d’heures travaillées à un emploi rémunéré. Les données de panel permettent de faire des régressions avec des effets fixes. Dans un deuxième temps, les données du cycle 24 et 25 de l’Enquête sociale générale ont été utilisées pour mesurer l’impact du statut marital sur le temps de travail rémunéré et domestique. Une analyse complémentaire a été faite pour étudier l’impact de la probabilité de séparation sur le temps consacré au travail et au bien domestique. Les résultats obtenus à partir des données de panel de l’EDTR montrent que, pour les femmes sans enfant, toutes choses étant égales par ailleurs, les femmes mariées québécoises travaillent 166,12 heures de moins par années que les célibataires, tandis que que les femmes mariées ontariennes travaillent 125,35 heures de moins par année. Dans les deux provinces, les femmes en union de fait travaillent autant que les célibataires. Le statut marital ne semble pas avoir d’impact sur les heures travaillées des hommes. Les résultats obtenus à partir des données de l’ESG montrent que les femmes en couples consacrent davantage de temps au bien domestique que les femmes célibataires. Toutes choses étant égales par ailleurs, pour les femmes sans enfant, les conjointes de fait québécoises consacrent 3,52 minutes par jour de plus aux travaux domestiques que les célibataires, tandis que les conjointes de fait ontariennes y travaillent 6,97 minutes de plus par jour. Les femmes mariées québécoises consacrent 4,61 minutes de plus quotidiennement au bien domestique que les célibataires, tandis que les femmes mariées ontariennes travaillent 5,48 minutes de plus par jour.
Table des matières
Résumé iii
Table des matières iv
Liste des tableaux v
Liste des figures vii
Remerciements ix
Avant-propos x
Introduction et revue de la littérature 1
1 Les données 7
1.1 Enquête sur la dynamique du travail et du revenu. . . 7
1.2 Enquête sociale générale . . . 9
2 Impact du statut marital 13
3 Le modèle théorique 18
4 La simulation sur R 23
5 Les régressions 28
5.1 Impact du statut marital. . . 30
5.2 Impact de la probabilité de séparation . . . 33
Conclusion 36
6 Annexes : Régressions 38
Liste des tableaux
1.1 Statistiques descriptives de l’EDTR . . . 8
1.2 Statistiques descriptives des femmes de l’ESG . . . 10
1.3 Statistiques descriptives des hommes de l’ESG . . . 11
5.1 Heures rémunérées par année, données de l’EDTR . . . 30
5.2 Temps travaillé (en minutes/jour), données de l’ESG (MCO ) . . . 32
5.3 Temps domestique (en minutes/jour), données de l’ESG (MCO ) . . . 33
5.4 Participation au marché du travail avec probabilité de séparation, données de l’ESG (MCO ) . . . 34
5.5 Temps domestique avec probabilité de séparation, données de l’ESG (MCO ) . 35 6.1 Nombre total d’heures rémunérées pour tous les emplois occupés des Québé-cois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 38
6.2 Nombre total d’heures rémunérées pour tous les emplois occupés Canadien(ne)s non québécois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires. . . . 39
6.3 Nombre total d’heures rémunérées pour tous les emplois occupés des Québé-cois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 40
6.4 Nombre total d’heures rémunérées pour tous les emplois occupés des Cana-dien(ne)s non québécois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et céliba-taires . . . 41
6.5 Durée totale pour la journée (en minutes) pour un emploi rémunéré des Qué-bécois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 42
6.6 Durée totale pour la journée (en minutes) pour un emploi rémunéré des Onta-rien(ne)s, pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 43
6.7 Temps consacré la semaine dernière aux tâches domestiques (en heures) des Québécois(es), pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 44
6.8 Temps consacré la semaine dernière aux tâches domestiques (en heures) des Ontarien(ne)s, pour les conjoint(e)s de fait, marié(e)s et célibataires . . . 45
6.9 Régression pour la construction de la variable probsep, marié(e) . . . 46
6.10 Régression pour la construction de la variable probsep, conjoint(e) de fait . . . 47
6.11 Participation au marché du travail des Québécoise(es) la semaine dernière (va-riable binaire), pour les conjoint(e)s de fait et marié(e)s . . . 48
6.12 Participation au marché du travail des Ontarien(ne)s la semaine dernière (va-riable binaire), pour les conjoint(e)s de fait et marié(e)s . . . 49
6.13 Temps consacré au bien domestique des Québécois(es) la semaine dernière in-cluant la variable probsep, pour les conjoint(e)s de fait et marié(e)s . . . 50
6.14 Temps consacré au bien domestique des Ontarien(ne)s la semaine dernière
Liste des figures
2.1 Évolution des heures travaillées en changeant de statut marital . . . 14
2.2 Évolution des heures travaillées en passant de célibataire à en couple, sans enfant 15
2.3 Impact des heures travaillées en passant de conjoint(e) de fait à marié(e) . . . . 16
2.4 Évolution des heures travaillées en passant de marié(e) à divorcé(e) . . . 17
4.1 Répartition du temps, selon le modèle théorique. . . 25
On raconte que le battement d’une aile de papillon à Honolulu suffit à causer un typhon en Californie. Or, vous possédez un souffle plus important que celui provoqué par le battement d’une aile de papillon, n’est-ce-pas ?
Bernard Werber, La Révolution des fourmis
Remerciements
Je tiens à présenter mes remerciements les plus sincères à ma directrice de recherche, Madame Marion Goussé. Votre passion de la recherche, votre rigueur, votre grande disponibilité et vos conseils m’ont permis de réaliser un mémoire dont je suis très fier. Au-delà de la rédaction de ce travail, je sors grandi de cette aventure grâce à votre encadrement exemplaire.
Je ne pourrais m’être rendu aussi loin dans mes études sans Natasa, Philippe, Boris, Catherine et Davor. Merci pour votre amitié indéfectible. Malgré tous les évènements et fêtes que j’ai dû manquer pour compléter ce mémoire, je peux me sentir Croate chaque jour un peu plus grâce à vous. Ce travail aurait été impossible sans votre support. Catherine et David, vous avez également toute ma reconnaissance.
Je dois également remercier Linda Jobin, simplement pour ce qu’elle est. Je ne peux énumérer toutes tes qualités, cela doublerait les pages de ce mémoire. Je suis reconnaissant envers le destin de m’avoir donné la meilleure mère. J’espère chaque jour te rendre autant fier de moi que je le suis de toi.
Finalement, je tiens à remercier ma meilleure moitié, ma meilleure amie, celle qui donne un sens à tout, Louise-Myriam Dallaire. Sans toi, jamais j’aurais pu compléter cette aventure. À chaque moment, tu fais en sorte que je peux me sentir réellement vivre, tu me pousses sans cesse à m’améliorer en tant qu’humain. Tu es mon phare dans la nuit, mon soleil sous la pluie. Je t’aime.
Avant-propos
Certaines analyses contenues dans ce texte ont été réalisées au Centre interuniversitaire qué-bécois de statistiques sociales (CIQSS), membre du Réseau canadien des centres de données de recherche (RCCDR). Les activités du CIQSS sont rendues possibles grâce à l’appui financier du Conseil de recherche en sciences humaines (CRSHC), des Instituts de recherche en santé du Canada (IRSC), de la Fondation canadienne pour l’innovation (FCI), de Statistique Canada, du Fonds de recherche du Québec - Société et culture (FRQSC) ainsi que de l’ensemble des universités québécoises qui participent à leur financement. Les idées exprimées dans ce texte sont celles des auteurs et non celles des partenaires financiers.
Introduction et revue de la littérature
Au Canada, l’union de fait est en général un statut marital transitoire, la plupart des couples choisissent ce type d’union initialement puis se marient par la suite. Partout au Canada ? Non ! Au Québec, l’union de fait est un cadre normal de la vie conjugale et de la vie familiale, tout comme l’est le mariage. Les données utilisées pour ce mémoire démontrent ce phénomène,
environ 23% des couples québécois sont en union de fait contre 7% des couples canadiens1.
Les définitions d’union de fait et de mariage vont varier selon la loi à laquelle on se réfère.
Pour l’impôt, tant fédéral que provincial, la loi fiscale2 dit que l’on devient marié dès que les
deux époux sont légalement mariés, alors que pour être conjoint de fait avec une personne, il faut satisfaire au moins l’un des 3 critères suivants : être dans une relation conjugale depuis au moins 12 mois consécutifs avec cette personne ; elle est le parent de votre enfant ; elle a la garde, surveillance et charge entière de votre enfant. Là où les provinces au Canada et ailleurs dans le monde vont se différencier principalement, c’est lors de la dissolution de l’union. Si
le couple était marié, en général3 (selon le contrat de mariage en vigueur), chacun garde ce
qu’il avait avant le mariage. Les membres du couples vont se partager ce qui a été accumulé durant le mariage et s’entendent sur une pension alimentaire. Là où le Québec se démarque des autres provinces, c’est pour la reconnaissance de l’union de fait comme étant une sorte de mariage4.
L’union de fait est assez récente dans l’histoire du Québec et ailleurs au Canada. En effet, jusqu’en 1991, lorsque deux célibataires vivaient ensemble, ils n’avaient aucune reconnaissance au niveau de la loi. À partir de 1991, le Parlement du Québec confirmera l’existence des conjoints de fait tout en les différenciant des personnes mariées. Le ministre de la Justice de l’époque, M. Gil Rémillard :
Pour ma part, ce que je trouve important, c’est de respecter la volonté de vivre en dehors de l’institution formelle du mariage, donc de se référer à une union libre. Si c’est libre, c’est parce que c’est basé sur une relation consensuelle qu’ils établissent comme ils veulent bien l’établir. Ça a moins de formalisme, ça a moins
1. Voir le chapitre sur les données
2. http ://www.cra-arc.gc.ca/tx/ndvdls/tpcs/ncm-tx/rtrn/cmpltng/prsnl-nf/mrtl-fra.html 3. http ://www.servicecanada.gc.ca/fra/vie/divorce.shtml
de sécurité sur certains aspects, mais ça a plus de liberté, plus de souplesse et c’est
exactement ce que permet le Code avec ce que nous proposons.5
Dès sa reconnaissance au Québec, l’union de fait se voulait être un régime matrimonial re-connaissant le fait que deux personnes voulaient vivre ensemble sans toutefois se marier.
Le Bourdais and Lapierre-Adamcyk [2004] s’intéressent à l’historique de l’évolution du couple vivant en union libre en comparant le Québec et le reste du Canada. Elles ont remarqué que le Québec ressemble à la Suède au niveau du taux des conjoints de fait. Le Québec se démarque du reste du Canada à partir des années 1980, où le nombre de conjoints de fait commence à augmenter rapidement alors que le nombre de couples mariés diminue. Le Québec est la province se démarquant le plus fortement lors de la séparation du couple au niveau du partage du patrimoine accumulé entre les couples en union de fait et les couples mariés. Les enfants ont les mêmes droits, indépendamment du statut marital des parents lors de la séparation. Une femme mariée qui divorce aura droit à la moitié du patrimoine familial, tandis qu’une femme en union de fait n’aura pas accès (obligatoirement) à ce genre d’actif. Une femme en union de fait aura donc plus intérêt à rester impliquée sur le marché du travail afin de ne pas se retrouver démunie en cas de rupture, alors qu’une femme mariée sera plus protégée en cas de rupture et sera moins incitée à garder son indépendance financière car elle aura accès au
patrimoine familial et à une éventuelle pension alimentaire. Dubreuil [1999] se questionne si
les conjoints de fait sont pleinement conscient des impacts des différents aspects du Code civil du Québec et du Code fiscal sur le choix du statut marital. La faible popularité du Contrat de vie commune semble dire qu’ils ne le sont pas.
Le choix du statut marital pourrait avoir un impact sur les comportements économiques du couple. Pour la science économique, il est intéressant de comprendre comment le choix du
statut marital s’effectue au sein du ménage. Dans son papier, Becker [1974] affirme que le
modèle matrimonial a plusieurs impacts dont, entre autres, la participation des femmes au
marché du travail. Becker[1973,1991] a montré qu’il y a des gains à se marier, que ce soit au
niveau du couple ou au niveau de la collectivité. Ces gains sont obtenus par la spécialisation pour chaque membre du ménage. Généralement la femme délaissera le marché du travail pour se spécialiser dans le travail domestique alors que l’homme se spécialisera dans le marché du travail. Il y a une complémentarité de production, chacun se spécialisant dans ce qu’il fait de
mieux. De plus, Apps and Rees [2001] ont montré que l’arrivée d’un enfant venait perturber
la répartition du temps au sein du couple, qu’une partie du temps consacré habituellement au travail, aux loisirs et au bien domestique était détourné vers les soins de l’enfant. À la lumière de ces faits, il sera important dans ce mémoire de tenir compte des effets de spécialisations qui règnent au sein du couple.
De nombreux papiers ont montrés que les lois régissant les séparations des couples et le partage
5. Roy, A. (2013). L’évolution de la politique législative de l’union de fait au Québec. In XXe Conférence des juristes de l’État (pp. 81-154).
des biens pouvaient avoir des impacts sur la répartition du temps de travail des femmes dans
le couple. Chiappori et al. [2002] définissent le taux d’homme et de femme (sex ratio) dans
le marché du mariage et les règles régissant le divorce comme des "facteurs de distribution". Ces facteurs sont définis comme des variables qui influent sur la position de négociation des membres du ménage, mais pas sur les préférences ou l’ensemble du budget commun. Les
auteurs étendent le modèle d’offre de travail collectif développé par Chiappori [1988] pour
tenir compte des facteurs de distribution. Leur modèle impose de nouvelles restrictions sur les fonctions d’approvisionnement du travail et facilite l’identification des préférences individuelles et le processus de décision au sein du ménage. Le modèle est estimé à partir des données du Panel Study of Income Dynamics pour l’année 1988. En outre, le taux d’hommes et de femmes (sex ratio) et la loi sur le divorce sont considérés comme favorables pour l’offre de travail des femmes et le processus de décision dans les directions prédites par la théorie et d’avoir des
effets considérables. Plus récemment, Voena[2015] élabore un modèle démontrant les impacts
qu’ont les lois sur le divorce. Cela dépend essentiellement de la façon dont les conjoints allouent les ressources (consommation, loisirs, actifs) alors qu’ils sont mariés. Elle montre également que lorsque les conjoints partagent la consommation de biens, séparent la propriété ou font des contrats de mariage, cela amène à réduire les distorsions et accroître l’équité. Il sera important, dans les analyses de ce mémoire, de tenir compte de l’impact de la législation du marché du mariage et du divorce sur l’offre de travail des ménages.
Dans ce mémoire, je cherche à évaluer l’impact que pourrait avoir le choix entre l’union de fait et le mariage sur les comportements économiques du couple.
On ne peut pas en général comparer directement les mariés et les personnes vivant en union de fait. En effet, les conjoints de fait sont en général plus jeunes, ont des salaires plus faibles et ont des caractéristiques différentes des personnes mariées. Il y a une sélection dans le mariage. Mais on peut peut-être faire cette comparaison directe au Québec, car certaines études montrent que la différence qu’il peut y avoir entre une personne mariée et une personne en union de fait est moins importante au Québec qu’elle peut l’être ailleurs. L’union de fait est devenue tant prévalente au Canada qu’elle représente actuellement le mode d’entrée dans la vie conjugale le plus répandu. Cependant, quand on compare les provinces canadiennes, l’union de fait est beaucoup plus répandue dans la province de Québec que dans le reste du
pays. En tenant compte de ce fait, Kerr et al. [2006] fournissent un bref aperçu de la récente
hausse du nombre d’unions de fait dans son plus large contexte historique et international. Ils élaborent également une révision de l’information recueillie par le Recensement de 2001 et l’Enquête Sociale Nationale de 1998 au sujet de certaines caractéristiques socioéconomiques et démographiques des personnes qui cohabitent vis-à-vis de celles qui se marient. Ils ont par la suite regardé le pourquoi et le comment de l’importance de ces changements pour les politiques publiques et leur intérêt direct pour les législateurs et le système juridique canadien. Les différences majeures qui existent entre le Québec et le reste du Canada sont documentées
quant aux niveaux d’éducation, de participation sur le marché du travail, de revenu moyen, de pauvreté et de propriété foncière. Il a été trouvé que les différences documentées entre les personnes qui se marient vis-à-vis celles qui vivent en union de fait sont beaucoup moins importantes au Québec qu’ailleurs au pays et ce dans un contexte où l’union de fait y est devenue beaucoup plus répandue ; une observation qui comporte des implications directes pour les politiques publiques. Le mariage et l’union de fait deviennent indissociables au Québec. Au Québec, les femmes en union de fait tendent à rapporter un revenu médian plus élevé que les femmes mariées.
Quelques articles ont montré que les couples en union de fait ont plus de probabilité de se
séparer que les couples mariés. Par exemple, Lau [2012] estime qu’en comparaison avec les
couples mariés, le risque de séparation des couples hétérosexuels en union libre est 3,4 fois
plus élevé en Grange-Bretagne. Le Bourdais et al. [2014] ont démontré l’hypothèse selon
la-quelle l’augmentation de la fréquence de l’union libre signale l’apparition de nouvelles valeurs où l’épanouissement personnel est davantage recherché que le respect des obligations institu-tionnelles. Le mariage viendrait donc marquer de façon plus visible un engagement plus solide des conjoints l’un à l’égard de l’autre. Les femmes en union de fait devraient être plus présentes sur le marché de l’emploi que les femmes mariées, afin de pouvoir subvenir à leurs besoins en cas de séparation, sachant que les couples en union de fait sont plus instables que les couples mariés. Il devrait y avoir un effet plus fort au Québec, puisque l’union de fait s’y démarque, que c’est un état durable et qu’il n’y a pas de coût de séparation qui y sont associés, ce qui est différent d’ailleurs au Canada. Un autre fait intéressant que Le Bourdais, Lapierre-Adamcyk et Roy ont trouvé est que le mariage constitue un frein plus efficace pour réduire le risque de séparation que la venue d’un enfant.
Lapierre-Adamcyk et al. [1999] montre que les jeunes couples québécois ont des valeurs plus modernes (moindre importance attachée à la durée de la relation de couple et à l’enfant, très faible importance du mariage lui-même comme source de bonheur, et moindre importance
attachée à la stabilité du couple) que les jeunes couples ontariens. Bertrand et al. [2013]
révèlent que l’identité sexuelle a un impact important sur la répartition du temps pour la femme. L’aversion que la femme gagne plus que le mari crée, en quelque sorte, une distorsion dans le temps travaillé de la femme. Il sera intéressant de voir si cet effet semble être présent au Québec.
Malgré l’importance de l’union de fait et de son lien étroit avec des résultats comportementaux
importants, la cohabitation a reçu peu d’attention dans la littérature économique.Gemici and
Laufer[2011] utilisent les données du PSID afin de documenter l’offre de travail, les heures de ménage et le taux de fécondité des conjoints de fait. Les données suggèrent que par rapport au mariage, l’union de fait est associée à un moindre degré de spécialisation des ménages et est une relation plus instable. Ils développent et estiment un modèle dynamique de formation des ménages et de leur dissolution, de la fécondité et de l’offre de travail et utilisent le modèle
estimé pour effectuer des expériences de politique qui examinent les implications sur le bien-être de différents arrangements institutionnels concernant les règlements de divorce. Dans un modèle dynamique du ménage avec un engagement limité, le mariage conduit à l’équilibre à des résultats qui sont plus près de l’allocation efficace quand il y a des avantages de la spécialisation. D’autre part, l’union de fait permet aux partenaires de s’assurer contre les incertitudes quant à la qualité de la relation. Chaque union a des gains différents de vivre ensemble, en fonction de leurs caractéristiques observables et de la qualité du choix du conjoint. L’union de fait fournit un compromis entre les avantages et les inconvénients de se marier et de rester seul.
Comprendre comment et pourquoi les individus entrent et sortent de relations conjugales
est essentiel à la science économique, plus particulièrement à l’économie de la famille. Brien
et al. [2006] développent et estiment un modèle économique de l’union libre, du mariage et du divorce qui est compatible avec les données actuelles sur la formation et la dissolution des couples. Le modèle d’appariement théorique de Jovanovic est étendu pour aider à expliquer la formation des ménages et le comportement de dissolution. Les implications du modèle révèlent les facteurs qui influencent la décision de commencer une relation, quelle forme cette relation aura, et de la stabilité relative des différents types d’unions. Les paramètres structurels du modèle sont estimés en utilisant des données longitudinales sur un échantillon de femmes d’âge allant au lycée des États-Unis, soit l’âge équivalent de l’école secondaire au Québec. Les résultats empiriques ont donné des interprétations intéressantes du modèle structurel. Ils montrent qu’une cause importante de la cohabitation est la nécessité de se renseigner sur des partenaires potentiels et de se prémunir contre les chocs futurs mauvais. Les paramètres estimés sont utilisés pour effectuer plusieurs expériences dynamiques comparatives. Par exemple, il a été montré que les expériences politiques qui changent les coûts du divorce ont un petit effet sur les choix relationnels.
Une comparaison simple, naïve, entre les marié(e)s et les conjoint(e)s sera biaisée. Les per-sonnes en couple qui choisissent de se marier sont différents des perper-sonnes en couple qui décident de rester en union de fait. Je vais étudier le comportement de couples conjoints de fait et mariés au Canada et au Québec en suivant leur trajectoires maritales et professionnelles. Dans ce mémoire, je tenterai d’expliquer le comportement des Québécois(es) et des Cana-dien(ne)s en observant différents indicateurs de répartition du temps. Pour ce faire, j’ai utilisé des données de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu de 1993 à 2011, et j’ai pu lier les individus à travers les années où ils étaient dans la base de données, ce qui fait en sorte que j’ai des données de panel. J’ai constitué un "historique", en quelque sorte, qui me permet de voir l’avant et l’après du nouveau statut marital, ce qui n’a pas été fait dans la littérature. Pour ce faire, j’analyserai des graphiques qui me permettront de regarder l’effet des transitions de statut marital sur les heures consacrées au travail. Une analyse graphique est cependant insuffisante pour expliquer le cas du Québec. J’ai construit un modèle théorique
pour expliquer ce qui doit se passer dans la vie d’un couple pour la répartition du temps. Des simulations graphiques ont été réalisées afin de visualiser comment devraient varier les heures travaillées, de loisir et domestique selon la probabilité de séparation.
Pour la suite de ce mémoire, j’expliquerai dans le chapitre suivant les données qui ont été utilisées pour faire les différentes analyses contenues dans ce mémoire. Au second chapitre, je montrerai l’impact qu’a le choix du statut marital sur le nombre d’heures que travaillent les membres au sein du couple, en comparant le Québec au reste du Canada. Dans le troisième et quatrième chapitre, un modèle théorique et une simulation seront élaborés. Dans le dernier chapitre, des régressions par moindre carré ordinaire et de panel à effets fixes avec des résultats. Une conclusion termine enfin le tout.
Chapitre 1
Les données
J’ai utilisé deux bases de données dans ce mémoire. L’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu me permet de suivre des individus sur plusieurs années et ainsi voir leur adapta-tion à travers le temps. L’Enquête sociale générale me permet d’observer le temps de travail domestique en plus du temps de travail rémunéré. Dans la suite de ce chapitre, les deux bases de données seront détaillées et une analyse descriptive complète le tout.
1.1
Enquête sur la dynamique du travail et du revenu
Des données longitudinales, ou autrement dit de panel, provenant de l’Enquête sur la
dy-namique du travail et du revenu1 (EDTR) sont utilisées pour suivre l’évolution des mêmes
personnes sur une certaine période. Il est intéressant d’analyser l’évolution des heures de dif-férentes activités avant un événement quelconque. Il s’agit d’une enquête transversale par échantillon. Cette enquête a été réalisée de 1993 à 2011, de janvier à la mi-mars avec comme année de référence l’année civile. Un sixième de l’échantillon est remplacé tous les mois. Le bassin de population comprenait toutes les personnes au Canada, à l’exclusion des résidents du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut, des pensionnaires d’un établissement institutionnel et des personnes vivant dans des réserves indiennes. Dans l’ensemble, ces exclu-sions représentent moins de 3% de la population.
Les échantillons de l’EDTR sont sélectionnés à partir de l’Enquête sur la population active (EPA), une enquête mensuelle, ce qui fait qu’ils partagent le même plan de sondage que cette
dernière. L’échantillon de l’EPA est prélevé à partir d’une base aréolaire2 et se fonde sur
un plan stratifié à plusieurs degrés s’appuyant sur un échantillonnage probabiliste. L’échan-tillon total est composé de six échanL’échan-tillons indépendants, appelés groupes de renouvellement puisqu’un sixième de l’échantillon (soit un groupe de renouvellement) est remplacé tous les
1. http ://www23.statcan.gc.ca/imdb/p2SV_f.pl ?Function=getSurvey&SDDS=3889#a2 2. http ://www.statcan.gc.ca/pub/12-539-x/2009001/coverage-couverture-fra.htm
mois.
Il s’agit d’une enquête à participation volontaire. Les données sont obtenues directement auprès des répondants et sont tirées de fichiers administratifs.
L’EDTR interroge les mêmes personnes d’année en année, et ce, pendant six années consécu-tives. Chaque ménage échantillonné dans le cadre de l’EDTR est interviewé sur une période de six ans. Tous les ans entre janvier et mars, les intervieweurs recueillent les informations sur le revenu et les expériences des répondants sur le marché du travail durant l’année civile précédente. On recueille par la même occasion des renseignements sur les relations familiales et l’éducation. Les caractéristiques démographiques des membres des familles et des ménages représentent un instantané de la population à la fin de chaque année civile.
Les réponses par personne interposée sont acceptées dans le cadre de l’EDTR. Ainsi, un membre du ménage peut répondre au nom de n’importe quel autre membre du ménage, à condition qu’il le veuille et qu’il soit bien informé.
Table 1.1 – Statistiques descriptives de l’EDTR
Québec Reste du Canada
% %
Sexe
Homme 50.3 49.9
Femme 49.7 50.1
Statut marital des femmes
Mariée 36.1 53.8 Union libre 23.9 7.3 Veuve 3.2 3.7 Séparée 7.3 6.1 Divorcée 2.1 2.2 Célibataire 27.4 26.9
Éducation des femmes
Aucune scolarité 12.9 9.5
DES 13.1 14.9
Cégep ou DEP 52.3 50.9
Baccalauréat 15.5 17.6
Master ou PhD 6.3 7.1
Âge des femmes 42.1 41.4
Rev. ann. femmes (en $) 24 625.5 26 915.9
N 5 703 25 159
Source : Enquête sur la dynamique du travail et du revenu
En comparant le Québec avec le reste du Canada, on s’aperçoit que la plupart des pourcentages
et moyennes sont pratiquement identiques3, sauf lorsqu’on regarde le statut marital. En effet,
3. Des tests d’égalité de proportions ont été faits pour l’ESG, mais l’accès restreint aux données de l’EDTR ne m’a pas permis de faire les tests.
des différences majeures existent entre le taux de femmes mariées, presque le double au Canada qu’au Québec, alors que la tendance est inversée en regardant les taux de femmes en union de fait, où il y en a quatre fois plus au Québec qu’au Canada.
1.2
Enquête sociale générale
Des données transversales provenant de l’Enquête sociale générale (ESG) sont utilisées, qui portent sur l’emploi du temps et de façon plus intéressante pour mon mémoire, sur le temps consacré au travail rémunéré et sur le temps consacré au travail domestique. L’intérêt de ces données est le détail de la répartition du temps au sein du ménage.
Le cycle 24 a permis de recueillir des données auprès de personnes âgées de 15 ans ou plus vi-vant dans des ménages privés au Canada, à l’exclusion des résidents du Yukon, des Territoires du Nord-Ouest et du Nunavut et des pensionnaires d’établissement à plein temps. Le but de l’enquête est de mieux comprendre comment les Canadiens emploient leur temps. Des esti-mations relatives à l’emploi du temps peuvent être produites à partir des données contenues dans la partie du journal quotidien de l’emploi du temps de l’enquête. Ce journal fait état de façon détaillée de la participation à une vaste gamme d’activités quotidiennes ainsi que du temps qui leur est consacré, les lieux où ces activités se sont déroulées et les relations sociales du répondant. Aussi, pour la première fois à l’ESG 2010, il a été recueilli des renseignements à propos des activités simultanées, c’est-à-dire celles réalisées en même temps qu’une acti-vité principale. Le questionnaire visait également à recueillir des données sur les perceptions du temps, le temps consacré au travail non rémunéré, au bien-être, au travail rémunéré et aux études, aux activités culturelles et sportives, au transport ainsi que sur de nombreuses
caractéristiques socio économiques.4
Dans les tables suivantes, les données descriptives des conjoint(e)s de fait et des marié(e)s sont présentées en séparant le Québec et le reste du Canada. Afin de vérifier si les écarts entre les statuts maritaux sont significatifs, j’ai effectué des tests sur l’égalité des proportions. Étant donné la nature des variables, soit discrète, j’ai utilisé des Z-tests, ce qui est l’équivalent des t-test de Student pour des variables discrètes. Si le Z est significatif, cela veut dire que je rejette l’hypothèse nulle, c’est-à-dire que l’écart entre les statuts est nulle. On devrait observer au Québec que le Z soit moins significatif, ou moins souvent à tout du moins, qu’ailleurs au Canada car selon mon hypothèse, les conjoint(e)s de fait et les marié(e)s au Québec sont moins différents entre eux qu’ils ne le sont ailleurs au Canada.
4. Enquête sociale générale, cycle 24 (2012, Statistiques Canada, Division de la statistique sociale et au-tochtone.
Table 1.2 – Statistiques descriptives des femmes de l’ESG
Québec Reste du Canada
Conj. fait Mariée Test Conj. fait Mariée Test
% % z % % z Éducation Universitaire 30.4 29.0 0.3 24.4 31.6 -2.1∗∗ Cégep ou DEP 39.1 28.9 2.9∗∗∗ 28.0 30.7 -1.6 Études partielles 10.2 8.7 0.6 14.9 12.8 1.3 DES 10.3 13.4 -1.4 21.4 15.9 2.3∗∗ Aucune scolarité 10.1 19.9 -3.3∗∗∗ 11.1 8.9 1.2 Âge 18 à 19 ans 0 0 0 0.3 0.2 3.9∗∗∗ 20 à 24 ans 8.9 0.8 4.4∗∗∗ 7.1 1.4 8.2∗∗∗ 25 à 29 ans 15.4 5.8 3.5∗∗∗ 18.8 8.0 7.1∗∗∗ 30 à 34 ans 16.9 9.1 2.9∗∗∗ 12.7 12.3 0.2 35 à 39 ans 11.8 11.0 0.4 12.3 13.1 -0.5 40 à 44 ans 12.7 11.1 0.9 10.1 13.8 -1.7∗ 45 à 49 ans 13.4 14.1 -0.1 14.3 14.7 0.9 50 à 54 ans 10.7 17.5 -1.2 9.1 13.8 -2.1∗∗ 55 à 59 ans 6.3 15.1 -3.5∗∗∗ 8.5 12.6 -2.5∗∗ 60 à 64 ans 3.9 15.5 -5.0∗∗∗ 6.7 10.1 -3.3∗∗∗ Activité
Emploi temps plein 63.0 41.0 6.1∗∗∗ 55.0 46.8 4.8∗∗∗
Emploi temps partiel 6.8 10.2 -1.3 8.8 13.3 -3.5∗∗∗
Étudiante avec emploi 3.4 0.2 2.6∗∗∗ 2.8 0.4 6.0∗∗∗
Étudiante seulement 2.3 1.5 1.1 0.7 1.0 -0.0
Sans emploi 24.5 47.1 -6.3∗∗∗ 32.7 38.5 -3.5∗∗∗
Statut marital 22.6 37.1 7.2 53.4
Femmes 50.6 50.7
N 299 242 451 3561
Source : Enquête sociale générale
∗
Table 1.3 – Statistiques descriptives des hommes de l’ESG
Québec Reste du Canada
Union de fait Marié Test Union de fait Marié Test
Éducation Universitaire 25.3 30.0 -1.3 21.8 32.1 -2.6∗∗∗ Cégep ou DEP 40.3 31.0 1.9∗ 31.4 29.4 -0.0 Études partielles 15.0 10.0 1.5 15.1 13.8 0.7 DES 9.4 10.7 0.3 16.1 13.4 1.2 Aucune scolarité 10.0 18.3 -2.4∗∗∗ 15.6 11.4 1.6 Âge 18 à 19 ans 0 0 0 0 0 0 22 à 24 ans 4.7 2.0 2.7∗∗∗ 6.5 0.5 9.3∗∗∗ 25 à 29 ans 12.2 3.1 3.2∗∗∗ 18.5 5.2 8.1∗∗∗ 30 à 34 ans 18.2 7.5 3.0∗∗∗ 19.1 9.9 3.7∗∗∗ 35 à 39 ans 13.6 11.8 0.5 12.0 14.0 -0.2 40 à 44 ans 12.0 12.5 -0.4 11.1 14.7 -0.5 45 à 49 ans 12.9 16.2 0.1 10.7 16.3 -2.0∗∗ 50 à 54 ans 10.8 16.6 -1.5 10.3 15.1 -1.4 55 à 59 ans 8.7 14.7 -2.2∗∗ 7.2 12.6 -2.4∗∗ 60 à 64 ans 6.9 15.5 -2.6∗∗∗ 4.7 11.7 -4.3∗∗∗ Activité
Emploi à temps plein 81.0 53.7 6.5∗∗∗ 76.2 67.1 4.9∗∗∗
Emploi à temps partiel 1.6 3.4 -1.1 3.6 4.6 -1.8
Étudiant avec emploi 0 0.5 -0.8 2.4 0.4 4.3∗∗∗
Étudiant seulement 1.0 1.4 -0.4 1.0 0.7 2.1∗∗
Sans emploi 16.4 41.0 -6.1∗∗∗ 16.8 27.3 -5.2∗∗∗
Statut marital 23.7 40.4 7.1 57.9
Hommes 49.3 49.4
N 243 404 456 3597
Source : Enquête sociale générale
∗
p < 0.1,∗∗ p < 0.05,∗∗∗p < 0.01
Il est intéressant de constater que dans la table 1.3, les taux des Statut marital sont très
différents entre les conjoints de fait et les mariés, tant au Québec qu’au Canada. En effet, alors qu’au Québec, 40.4% des hommes sont mariés, 23.7% des hommes sont en union de fait, tandis qu’au Canada, 57.9% des hommes sont mariés contre seulement 7.1% des hommes en union de fait. L’écart est beaucoup plus appréciable au Canada qu’il ne l’est au Québec. La
situation est la même dans la table 1.2pour les conjointes de fait et les mariées.
En regardant les Z-tests, nous voyons qu’il y a un peu plus de Z significatif dans le Canada (excluant le Québec) qu’au Québec. En effet, l’égalité des moyennes (hypothèse nulle du Z-test) est plus souvent rejetée dans le reste du Canada, notamment pour l’âge et le niveau d’éducation universitaire. Cela tend à confirmer l’hypothèse selon laquelle les conjoint(e)s de fait et les marié(e)s du Québec sont moins différents entre eux que ne le sont les conjoint(e)s de fait et les marié(e)s dans le reste du Canada. Un effet de sélection peut également expliquer
certains pourcentages. Plus on est jeune, plus on à tendance à choisir l’union de fait, alors que plus on vieillit, plus on a tendance à choisir le mariage.
Dans le chapitre suivant, je fais une analyse graphique de l’impact d’une transition de statut marital sur l’évolution des heures travaillées à un emploi rémunéré.
Chapitre 2
Impact du statut marital
Dans cette section, divers graphiques faits à partir des données de l’EDTR montreront l’impact d’un changement de statut marital sur les heures travaillées.
Pour ce faire, les personne âgées uniquement entre 18 et 65 ans ont été considérées. Les variables manquantes ou omises ont été supprimées de la base de données. L’avantage de travailler avec des données de panel est qu’il est possible de construire, en quelque sorte, un historique. Ici, l’historique construit est celle du statut marital à travers les années. Étant donné que le but des graphiques suivants est de montrer l’effet d’un changement du statut marital, il a fallu conserver seulement ceux qui ont changé de statut marital entre 1993 et 2011.
Dans les graphiques, l’axe des abscisses représente le temps : au temps 0, c’est le changement du statut marital. L’axe des ordonnées montre le nombre d’heures travaillées.
Figure 2.1 – Évolution des heures travaillées en changeant de statut marital
Dans la figure 2.1, nous regardons comment réagissent les couples à un changement de
sta-tut marital, en devenant soit conjoint(e) de fait soit marié(e). Lorsqu’une Canadienne est en couple, elle réduit ses heures consacrées à un emploi rémunéré, peu importe qu’elle devienne conjointe de fait ou mariée. Une Québécoise qui se marie va diminuer, comme le fait une Ca-nadienne dans la même situation, ses heures travaillées. Une Québécoise qui devient conjointe de fait ne va pas diminuer aussi fortement ses heures travaillées, le nombre d’heures qu’elle consacre à un emploi rémunéré restant relativement stable tout au long de la relation, que ce soit avant ou après le début de l’union. Du côté des hommes, les résultats sont peu précis car il y a peu d’observations. C’est ce qui explique pourquoi il n’y a pas de courbe avant le début de l’union. Lorsqu’un Canadien se marie, il augmente fortement ses heures travaillées, tandis qu’un Québécois qui se marie n’a pas de tendance précise, travaillant relativement le même nombre d’heures. Du côté des conjoints de fait, les Canadiens et les Québécois se comportent de manière totalement opposée, les Québécois augmentant leur heures travaillées alors que les Canadiens les diminuent.
Il est intéressant de voir dans la figure 2.1que ce sont les Québécoises en union de fait qui se
démarquent, ne se comportant pas comme les Canadiennes et les femmes mariées québécoises. Ce qui différencie principalement une conjointe de fait québécoise, c’est l’absence de protection en cas de séparation, ce qu’a une femme mariée et une femme en union de fait ailleurs au Canada. Une Québécoise en union de fait ne diminuera pas, ou très peu, son temps consacré au travail afin de ne pas être démuni en cas de séparation. On peut donc voir de manière empirique , et visuel, que les Québécoises en union de fait se protègent d’une séparation en consacrant le même temps qu’avant l’union à un emploi rémunéré. Un homme canadien va
augmenter ses heures travaillées, compensant celles que sa femme ne consacre plus au marché de l’emploi.
Dans la figure suivante, nous regarderons comment se comportent les couples lorsqu’ils n’ont pas d’enfant.
Figure 2.2 – Évolution des heures travaillées en passant de célibataire à en couple, sans
enfant
Dans la figure 2.2, qui reprend la figure2.1mais en ne conservant que les couples sans enfant,
on peut voir que les couples se comportent de manière différente lorsqu’il n’y a pas d’enfant au sein du couple. Les femmes mariées vont diminuer leurs heures travaillées, mais les Canadiennes le feront moins fortement, tandis que les Québécoises les diminueront de manière semblable à ce qu’elles le faisaient avec des enfants. Les femmes en union de fait ont une très légère tendance à augmenter leur heures travaillées lorsqu’il n’y a pas la présence d’un enfant. Du côté des hommes, les Canadiens sans enfant en union de fait se comportent à l’opposé de ce qu’ils font lorsqu’il y a un enfant, augmentant leurs heures travaillées. Les Québécois en union de fait sans enfant se comportent quant à eux de la même façon que lorsqu’il y a la présence d’un enfant, augmentant leurs heures consacrées à un emploi rémunéré. Les hommes mariés canadiens augmentent leur heures travaillées, mais moins fortement qu’ils ne le font lorsqu’il y a la présence d’un enfant. Les conjoints de fait québécois diminuent très légèrement leur offre de travail, tout comme le font les conjoints de fait québécois avec des enfants.
Dans la figure2.2, il semblerait que la présence d’un enfant influence beaucoup plus le nombre
d’heures travaillées des Canadiens que des Québécois. Alors que les Québécois(e)s se com-portent sensiblement de la même façon qu’il y ait ou non la présence d’un enfant au sein
du couple, les Canadien(ne)s vont se comporter de manière différente selon la présence ou l’absence d’un enfant dans leur vie.
Dans la figure suivante, nous regarderons les personnes qui passent de l’union de fait au mariage, sans et avec des enfants. Pour plusieurs, l’union de fait est un état matrimonial transitoire, plusieurs choisiront cet union avant de se marier, au lieu passer directement de célibataire au mariage.
Figure 2.3 – Impact des heures travaillées en passant de conjoint(e) de fait à marié(e)
Dans la figure 2.3, qui regarde l’impact de passer de l’union de fait au mariage, nous voyons
que les femmes sans enfant diminuent leur heures travaillées, les Québécoises les diminuant plus fortement que les Canadiennes. Lorsque les femmes avec des enfants sont considérées, nous voyons que les Québécoises n’ont plus tendance à diminuer leur heures travaillées. Les Canadiennes avec des enfants vont continuer quant à elles à diminuer leur offre de travail suite au changement de statut marital. Du côté des hommes, ceux n’ayant pas d’enfant ne vont pas varier leur heures travaillées après le changement de statut marital. Les Canadiens sans enfant travaillent plus d’heures que les Québécois sans enfant. Les Canadiens et les Québécois avec des enfants vont se comporter de façon totalement inversée, les Canadiens augmentant leur offre de travail alors que les Québécois vont diminuer leurs heures travaillées.
Il est intéressant de constater que les enfants modifient les heures travaillées des membres du couple. C’est surtout du côté des hommes avec des enfants que les Canadiens et les Québécois
se différencient. Les femmes, peu importe qu’il y ait des enfants ou non, vont diminuer leur heures travaillées, les femmes sans enfants diminuant plus fortement leur offre de travail. Dans la figure suivante, il sera montré l’impact qu’a le divorce sur les heures travaillées.
Figure 2.4 – Évolution des heures travaillées en passant de marié(e) à divorcé(e)
Dans la figure 2.4, nous voyons l’évolution des heures travaillées avant que ne survienne le
divorce. Les femmes semblent se préparer à la séparation en augmentant leur heures travaillées, les Canadiennes les augmentant plus fortement. Il sera intéressant de comparer ses résultats
avec ceux qui seront obtenus dans le chapitre 4, plus précisément à la figure 4.1 Travail, où
nous verrons l’évolution des heures travaillées selon la probabilité de séparation. Du côté des hommes, alors que les Québécois augmentent leur heures travaillées plus la date du divorce approche, les Canadiens vont, quant à eux, diminuer leur heures travaillées. Les Canadiens se
comportent comme le prédit le modèle (voir figure 4.1 Travail ), les Québécois se préparant à
la rupture en augmentant ses heures travaillées, préférant se préparer pour assumer les coût de la séparation.
Après avoir vu ces graphiques, il est possible de faire quelques constats. Ce sont les femmes québécoises qui sont en union de fait qui se démarquent, faisant bande à part en augmentant leur nombre d’heures travaillées. Ceci peut peut-être s’expliquer par le fait que les Québécoises en union de fait n’ont aucune protection, d’où le besoin de se "protéger" et de continuer à demeurer active sur le marché du travail.
Suite à l’observation de ces faits, un modèle théorique sera élaboré afin de mieux comprendre ces observations.
Chapitre 3
Le modèle théorique
Le modèle économique sous-jacent à la dynamique d’un couple peut être représenté de manière relativement simple. Le modèle élaboré dans ce mémoire aura pour but de montrer les différents impacts du statut marital.
Le modèle proposé est un modèle à deux périodes, la période actuelle (t = 1) et la période future (t = 2). Pour chaque période, je définis l’utilité d’un individu de la façon suivante :
Utg = U Ctg, Lgt, Btg(Dth, Dft) = CtgLγgt Btη
L’indice g indique le genre de la personne, l’homme (h) ou la femme (f ). L’individu va
maximi-ser son utilité qui dépend de la part du budget consacrée à la consommation, dénotée par Ctg,
le temps consacré aux loisirs, représenté par Lgt et le bien domestique, Bt, considéré comme un
bien public qui profite aux 2 membres du couple. Le bien domestique Bt est produit à partir
du temps qu’une personne consacre à des tâches domestiques, représenté par Dtg. Lorsqu’une
personne est célibataire, elle est la seule à consacrer du temps à des tâches domestiques, donc
Bt= Dgt. Lorsqu’une personne est en couple, chacun des membre du ménage peut contribuer
au bien domestique, donc B = DhtDft. De plus, le temps consacré au travail est représenté par
Htg. Le temps total est réparti entre Htg, Lgt et Dtg qui prennent tous des valeurs positives.
Le salaire de l’individu est représenté par wtg, le taux d’intérêt est représenté par r. La
per-sonne pourra également aimer le futur, et ceci se verra par l’accumulation de capital pour la deuxième période. La préférence pour le futur sera exprimée par β.
Pour simplifier les calculs et les analyses, je prends les valeurs logarithmiques de la fonction. La fonction devient :
ln(Utg) = ln(Ctg) + γ ln(Lgt) + η ln(Bt).
ln(Utg) = ln(Ctg) + γ ln(Lgt) + η ln(Dh
t) + η ln(D
f t).
Ici, γ représente, en quelque sorte, l’élasticité du temps consacré aux loisirs. C’est le poids que l’individu donne aux loisirs. De la même manière, η peut être interprété comme étant l’importance accordée au bien domestique.
Certaines conditions et hypothèses doivent être faites pour avoir un modèle simple à résoudre.
On pose T = Htg + Lgt + Dgt. Ici, T est le temps total dont dispose une personne dans une
année.
Il y aura deux contraintes de budget, une pour chaque période. La contrainte pour la première
période est : C1 ≤ w1(T − L1− D1). C’est une inégalité ≤ car l’individu peut économiser
pour la deuxième période. Cependant, la deuxième contrainte est une égalité car l’individu
doit consommer tout son budget. La contrainte de la deuxième période est : C2 = w2(T −
L2− D2) + r(w1(T − L1− D1) − C1). L’épargne possible accumulée à la première période est
donnée par r(w1(1 − L1− D1) − C1).
Le modèle pour les couples sur deux périodes
Dans cette section, le modèle pose comme hypothèse qu’à la première période, l’individu est en couple. Je prends donc ici les couples comme donnés et je ne modélise pas la sélection du statut marital. Pour la deuxième période, deux états sont possibles, soit la personne reste en couple, soit elle se sépare et devient célibataire (dénoté par s). La probabilité de séparation sera dénotée par δ. Le pouvoir de négociation au sein du couple est représenté par µ, qui est compris entre 0 et 1. Dans le modèle, on dénote le pouvoir de la femme au sein du couple par µ, et celui de l’homme par 1 − µ.
Pour résoudre adéquatement le modèle, il faut adopter la méthode de l’induction à rebours. On commence donc par résoudre pour la deuxième période dans un premier temps et on résout pour la première période dans un deuxième temps.
Comme le futur est incertain, l’individu qui est en couple à la première période ne sait pas s’il le sera toujours en deuxième période. Il y a donc une probabilité de 1 − δ que l’individu soit toujours en couple à la deuxième période.
L’épargne du couple en deuxième période est notée sav = r[wh
1(1 − Lh1 − Dh1) + w f 1(1 − L
f 1 −
Df1) − C1h− C1f]. C’est ce que le couple va économiser à la première période pour la deuxième période. L’épargne de la personne qui se sépare à la deuxième période est représentée par savhomme ou savf emme, selon le sexe de la personne. Si le couple se sépare à la deuxième période, l’épargne sera divisée selon dans quel état matrimonial l’individu se trouvait. Si les membres du ménage étaient mariés, l’épargne est divisée en deux, savmari´e(e)=sav2 . Si le couple
était en union de fait, chacun garde ses économies (l’épargne n’est pas divisée), savconjoint f ait
= r[wh1(1 − Lh1 − Dh
1) − C1h] et savconjointe de f ait = r[w f 1(1 − L f 1 − D f 1) − C f 1].
L’utilité espérée de la deuxième période dépendra de l’état du couple à la deuxième période. Si le couple se sépare et que les membres du ménage deviennent donc célibataires, le problème de maximisation sera, pour l’homme :
MAX Chs 2 Lhs2 D2hs ln(C2hs) + γln(Lhs2 ) + ηln(D2hs) sous contraintes C2hs = wh2(1 − Lh2 − Dh 2) + savhomme C2hs ≥ 0 ; Lhs2 ≥ 0 ; Dhs2 ≥ 0 ; Lhs2 + D2hs≤ T
Le problème de maximisation sera le même pour la femme, en remplaçant h par f.
Les solutions de la deuxième période puisque chaque membre du couple s’est retrouvé céliba-taire : Lhs2 = γ 1 + γ + η T + sav homme wh 2 D2hs= η 1 + γ + η T + sav homme wh2 C2hs= 1 1 + γ + η T wm2 + savhomme Lf s2 = γ 1 + γ + η T + sav f emme wf2 D2f s= η 1 + γ + η T + sav f emme wf2 C2f s= 1 1 + γ + η T wf2 + savf emme
Le problème de maximisation lorsqu’un couple reste ensemble à la deuxième période est de la forme :
MAX Ch 2Lh2D2h Lf2D f 2 (1 − µ)ln(Ch 2) + γln(Lh2) + µ h ln(C2f) + γln(Lf2) i + ηln(D2h) + ηln(Df2) sous contraintes Ch 2+C f 2=wh2(T −Lh2−D−2h)+w f 2(T −L f 2−D f 2)+sav Ctg≥0 ; L g t≥0 ; D g t≥0 ; L g 2+D g 2≤T
Les solutions de deuxième période lorsque le couple est toujours ensemble :
C2h = 1 − µ 1 + 2η + γ sav + T (wf2 + wh2) C2f = µ 1 + 2η + γ sav + T (wf2 + wh2) Lh2 = γ(1 − µ) w2h(1 + 2η + γ) sav + T (wf2 + wh2) Lf2 = γµ w2f(1 + 2η + γ) sav + T (wf2 + w2h) D2h = η w2h(1 + 2η + γ) sav + T (wf2 + wh2) D2f = η w2f(1 + 2η + γ) sav + T (wf2 + w2h)
Sachant cela, il est possible d’utiliser la notion d’utilité indirecte pour simplifier quelque peu la notation. Dénotons par Vh(sav , w2f, wh2) celle de l’homme en couple à la deuxième période
et par Vf(sav , wf2, w2h) celle de la femme en couple à la deuxième période. Dénotons par
Vhs(savhomme, w2h) celle de l’homme célibataire à la deuxième période et par Vfs(savf emme, w2f) celle de la femme célibataire à la deuxième période.
Au problème de maximisation de la deuxième période s’additionne le problème de maximi-sation de la première période. Pour la première période, la personne est en couple. Ici, le temps domestique est partagé. L’utilité indirecte dépend de la probabilité de séparation δ. Le problème de maximisation peut s’écrire :
MAX Ch 1Lh1D1h C1fLf1D1f (1 − µ)hln(C1h) + γln(Lh1) + ηln(Dh1) + ηln(Df1)i + µhln(C1f) + γln(Lf1) + ηln(D1h) + ηln(Df1)i +
βδh(1 − µ)Vhs(savhomme, w2h) + µVfs(savf emme, wf2)i
+ β(1 − δ)h(1 − µ)Vh(sav , w2f, w2h) + µVf(sav , wf2, wh2) i sous contraintes C1h≤ wh 1(1 − Lh1− D1h) C1f ≤ w1f(1 − Lf1 − D1f) C1g≥0 ; Lg1≥0 ; Dg1≥0 ; Lg1+D1g≤T
De plus, les salaires en deuxième période dépendent du temps consacré à un emploi rémunéré en première période. En quelque sorte, le rendement du capital humain est pris en compte dans le modèle. Le salaire espéré de la deuxième période est fonction du salaire de la première
période et du temps consacré au travail en première période, soit w2h= f (wh
1 , T − Lh1 − Dh1)
pour l’homme et w2f = f (wf1 , T − Lf1 − Df1) pour la femme. Cette spécification permet de
prendre en compte une évolution du salaire qui dépend de l’expérience sur le marché du travail. Dans le modèle théorique, la probabilité de séparation est une variable exogène. Or, dans la pratique, il est probable que ce soit dépendant des choix que font les membres du couple quant à la répartition du temps. Par exemple, si l’homme consacre énormément de temps à un emploi rémunéré, la femme pourra se sentir délaisser, l’homme s’épuisera ce qui pourrait engendrer la séparation. Cela pourrait peut-être expliquer la différence entre les résultats théoriques et empiriques.
Chapitre 4
La simulation sur R
Une simulation sur le logiciel R a été réalisée pour représenter numériquement et graphique-ment les implications du modèle et regarder si elles sont cohérentes avec ce qui est observé empiriquement.
Aux paramètres du modèle théorique s’ajoutent red, qui est le rendement du salaire dû à
l’expérience, CostSep, qui représente le coût de se séparer, ce qui peut inclure les frais d’avocat, de notaire, de rachat de biens, de la division de l’épargne accumulée, et toute autre dépense qui n’aurait pas été occasionnée si le mariage n’avait pas pris fin. Les couples en union de fait n’ont pas de coût de séparation car chacun conserve ses biens, aucun frais d’avocat n’est nécessaire, il n’y a pas de division de l’épargne accumulé. Comme condition sur le temps dont dispose une personne, on peut supposer qu’une personne dort, en moyenne, huit heures par nuit. Un individu répartit son temps sur 16 heures (24 − 8). Sachant qu’il y a 7 jours dans une semaine, et 52 semaines dans une année, une personne aura 5 824 heures de disponibles dans une année (16 × 7 × 52).
Variable Valeur Explication
r 0.3 Dépôts à 5 ans des particuliers1
β 0.95 Généralement admis entre 0.9 et 1
T 5824 C’est le temps total disponible dans une année (en heures)
CostSep 1 000 Montant approximatif que peut représenter un divorce (en CAD) 2
wm
1 24.51 Salaire moyen des hommes en emploi en 2015 (en CAD) 3
wf1 22.29 Salaire moyen des femmes en emploi en 2015 (en CAD) 4
µ 0.5 Supposons que le pouvoir de négociation est équitable au sein du couple
red 0.003 Rendement de l’expérience, paramètre de calibration
γ 1.45 Préférence pour le loisir, paramètre de calibration
Dans R, pour l’homme, on définit wm
2 par wm1 (1 + rEd(T − Lm1 − Dm1 )), et on définit w f 2 de la
même façon pour la femme.
Partant de cela, en utilisant la fonction constrOptim dans R, en itérant 1 000 fois sur différentes valeurs initiales, la fonction d’utilité est optimisée et illustrée en graphiques, en fonction de la consommation, du temps consacré aux loisirs, aux tâches domestiques, aux temps de travail et à l’espérance du salaire de la deuxième période.
Dans les graphiques qui suivront, l’abscisse représentera la probabilité de séparation, partant de zéro et allant jusqu’à un. L’axe des ordonnées représentera la variable d’intérêt. Le modèle prédit déjà des écarts de temps de travail importants entre les hommes et les femmes. La seule distinction qu’il y a entre un homme et une femme est le salaire. En effet, les paramètres sont identiques pour un homme et une femme, c’est-à-dire qu’ils ont les mêmes préférences, le même taux de pouvoir de décision au sein du couple. Le seul fait que les hommes gagnent en moyenne un salaire horaire plus élevé que celui d’une femme suffit à créer une différence notable entre un homme et une femme lorsque la séparation est très faible. Lorsque la probabilité de séparation est nulle, il n’y a aucune différence entre un marié et un conjoint de fait.
Répartition du temps
Dans la figure 4.1 Travail, les hommes consacrent plus de temps au travail que les femmes,
peu importe leur statut marital. Plus la probabilité de séparation augmente, moins un homme consacrera de temps au travail et plus une femme y en consacrera. La pente de l’homme en union de fait est plus abrupte qu’un homme marié, ce qui laisse à penser que l’homme en union de fait est plus prompt à réagir à une forte probabilité de séparation, en diminuant fortement son temps de travail et en augmentant celui consacré aux Loisir et au bien Domestique. Un homme marié diminuera moins fortement son temps consacré à un emploi rémunéré car il prévoit qu’il y aura des coûts de séparation (divorce) à payer et un partage des ressources auxquelles il contribue en majeure partie. Il va donc diminuer sa contribution. L’homme en union de fait n’a pas ces coûts à supporter en cas de rupture. Une femme en union de fait consacrera, de façon très légère, plus de temps à un emploi rémunéré qu’une femme mariée, plus la probabilité de séparation augmente. Les femmes semblent se préparer à la séparation
en augmentant leur temps à un travail, et ainsi augmenter leur Épargne (voir figure 4.2). En
1. http ://www.banqueducanada.ca/taux/taux-dinteret/taux-dinteret-au-canada/ 2. http ://fr.canoe.ca/argent/infographies/archives/2015/02/20150216-103920.html 3. http ://www.statcan.gc.ca/tables-tableaux/sum-som/l02/cst01/labr69f-fra.htm 4. idem
5. Paramètres calibrés afin d’obtenir des heures de travail/domestique cohérents aux observations empi-riques
Figure 4.1 – Répartition du temps, selon le modèle théorique 600 800 1000 1200 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation
Travail (en heures)
3400 3500 3600 3700 3800 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation
Loisir (en heures)
1300 1350 1400 1450 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation
Temps domestique (en heures)
comparant avec la figure 2.4, obtenue avec des données empiriques, on peut constater que le
modèle théorique élaboré dans ce mémoire semble faire du sens.
Dans la figure4.1Loisir, les femmes ont plus de temps de loisirs que les hommes, peu importe
leur statut marital. Plus la probabilité de séparation augmente, plus une femme diminuera son temps consacré aux loisirs pour le consacrer aux temps du Travail. À l’inverse, un homme augmentera son temps consacré aux loisirs tout en diminuant son temps consacré au travail. La pente de la courbe de l’homme en union de fait est plus élevée. La pente de la femme en union de fait est un peu plus forte que la femme mariée, mais de très peu.
Dans la figure 4.1Domestique, les courbes sont semblables à celles observées à la figure sur le
temps consacré aux Loisir, avec une échelle beaucoup moins élevée sur l’axe des ordonnées. Plus la probabilité de séparation augmente, plus un homme en union de fait augmentera son temps domestique, l’homme marié augmentant lui aussi son temps domestique, mais dans une moindre mesure. Un écart relativement important distancie le conjoint de fait de l’homme marié. La femme mariée diminue un peu plus son temps domestique que la femme en union de fait, préférant consacrer plus temps au travail (voir figure Travail ). L’homme en union de fait rejoint les femmes en terme de temps consacré aux tâches domestique lorsque la probabilité de séparation est presque certaine.
marital, lorsque la probabilité de séparation est quasi-nulle. À l’inverse, lorsque la probabilité de séparation est quasi-certaine, l’écart tend à rétrécir de manière appréciable.
Figure 4.2 – Répartition de l’argent, selon le modèle théorique
12000 14000 16000 18000 20000 22000 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation Consommation 0 2000 4000 6000 8000 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation Épargne 30.0 32.5 35.0 37.5 0.00 0.25 0.50 0.75 Probabilité de séparation
Salaire pour la deuxième période
Dans la figure4.2Consommation, l’homme consomme plus que la femme, peu importe le statut
marital. Les hommes diminuent leur consommation plus la probabilité de séparation augmente. La femme mariée a plutôt une consommation à pente positive. Les femmes augmentent leur consommation de bien plus la probabilité de séparation augmente, les conjointes de fait plus que les femmes mariées.
Dans la figure4.2Épargne, l’homme épargne plus que la femme, peu importe le statut marital.
Plus la probabilité de séparation augmente, moins l’homme va épargner, encore moins si l’homme est en union de fait. La femme a une épargne quasi-nulle lorsque la probabilité de séparation est très faible, l’augmentant très légèrement lorsque la probabilité de séparation est très élevée.
Dans la figure 4.2 Salaire, l’homme a un salaire plus élevé en deuxième période que celui de
la femme, peu importe le statut marital. Plus la probabilité de séparation augmente, plus le salaire de l’homme tend à diminuer et plus celui de la femme tend à augmenter. Ceci est
conséquent avec la figure 4.1 Travail, où l’homme avait tendance à moins travailler plus la probabilité de séparation augmentait et inversement pour la femme.
Dans les figures 4.2, un écart important sépare les hommes des femmes, peu importe le statut
marital, lorsque la probabilité de séparation est quasi-nulle. À l’inverse, lorsque la probabilité de séparation est quasi-certaine, l’écart tend à rétrécir. Lorsque les membres d’un couple anticipent une probabilité de séparation, les coûts de séparation vont jouer. Les hommes vont moins contribuer au marché du travail, surtout les conjoints de fait. Les mariés vont avoir des coûts de séparation à assumer, ils travailleront donc plus que les conjoints de fait, mais diminueront tout de même leur offre de travail par rapport s’ils étaient certains de ne pas se séparer. Les femmes vont quant à elles augmenter leur nombre d’heures travaillées, pour se préparer en quelque sorte au fait qu’elles vont se retrouver seule à devoir assumer les dépenses et par le fait qu’elles gagnent un salaire moins élevé. Les femmes mariées auront en plus à supporter les coûts de séparation. Il y a beaucoup plus de loisirs pour les femmes, alors que les hommes ont plus de consommation de biens et d’épargne.
Les hommes travaillent beaucoup plus pour subvenir financièrement au ménage, alors que les femmes travaillent plus à la production du bien domestique. Ceci peut s’expliquer par le fait qu’en ayant un salaire moins élevé, une femme va se consacrer davantage aux tâches domestiques alors que l’homme, ayant un salaire plus élevé, va se consacrer au marché du
travail. On observe donc une spécialisation des tâches, conforme à ce que Becker [1991] a
affirmé.
Afin de bien comprendre les graphiques de cette simulation et les analyses qui suivront, je pose l’hypothèse que les couples en union de fait ont une probabilité de séparation plus élevée que les couples mariés. Dans les graphiques qui sont contenus dans cette section, c’est donc dire que le ou la conjoint(e) de fait se trouve plus vers la droite sur la courbe pointillée, alors que le ou la marié(e) se trouve à la gauche sur la courbe pleine. Ceci est conforme avec ce qu’a
trouvé Lau [2012] à propos de l’instabilité des couples en union de fait.
Les graphiques de ce chapitre ont montré que le modèle théorique élaboré dans ce mémoire possédait la bonne intuition, que les paramètres évoluaient logiquement avec ce qui a déjà été observé. Dans le chapitre suivant, des régressions seront faites afin de valider, empiriquement, que ce qui est observé dans l’EDTR et l’ESG suit cette même logique.
Dans le chapitre suivant, des régressions utilisant les données de l’EDTR et de l’ESG seront faites, en utilisant la méthode MCO classique et la méthode à effets fixes.
Chapitre 5
Les régressions
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
