Direction des études analytiques : documents de recherche
Les régimes de pension d’employeurs empiètent-ils sur d’autres formes d’épargne pour la retraite? Données tirées des dossiers de l’impôt sur le revenu canadien

par Derek Messacar
Division de l’analyse sociale et de la modélisation Statistique Canada

Date de diffusion : le 21 décembre 2015

Résumé

Le présent document vise à déterminer si les régimes de pension agréés (RPA) aident les ménages à se préparer financièrement pour la retraite ou se substituent simplement à d’autres formes d’épargne privée. Cette question est abordée au moyen d’un panel de 1,8 million de ménages canadiens, qui figurent dans la Banque de données administratives longitudinales, pour la période de 1991 à 2010. L’analyse contrôle les corrélations entre l’épargne dans divers comptes qui est attribuable à des préférences non observées, en exploitant le fait que les taux de cotisation des employeurs augmentent de façon discontinue pour les gains supérieurs au salaire moyen par activité économique, une caractéristique propre aux régimes de retraite professionnels au Canada, dont l’effet est estimé dans un plan de régression coudé. Les résultats montrent que : 1) le taux de cotisation au Régime de pensions du Canada ou au Régime de rentes du Québec a des répercussions significatives sur la générosité des employeurs en ce qui a trait aux dispositions des RPA; et 2) les RPA empiètent partiellement sur les cotisations à des régimes enregistrés d’épargne-retraite, soit d’environ 50 cents par dollar. Cette dernière constatation signifie qu’une certaine forme de substitution se produit entre les deux types de régimes, mais que l’épargne ouvrant droit à une aide de l’employeur a toujours un rôle à jouer, étant donné que la moitié de la variation automatique des avoirs de retraite se traduit par une épargne totale plus grande. En outre, la réaction d’empiètement est beaucoup moins grande pour les travailleurs qui ont des antécédents moins bien établis d’épargne dans des comptes de retraite. Le parrainage par l’employeur et d’autres formes d’épargne automatique peuvent par conséquent faire une grande différence lorsqu’il s’agit d’aider les groupes plus vulnérables à épargner pour leur retraite.

Sommaire

Selon de nombreux ouvrages publiés en économie comportementale, les ménages profitent d’une aide lorsqu’il s’agit de relever le défi que présente la préparation financière en vue de la retraite. Les caractéristiques des régimes de retraite en milieu de travail, comme les options par défaut ou les facteurs d’indexation des taux d’épargne, ont tendance à faire augmenter de façon significative les cotisations à ces régimes (Madrian et Shea, 2001; Choi et coll., 2004; Thaler et Benartzi, 2004). Des données récentes laissent aussi supposer que les cotisations automatiques se traduisent par une accumulation d’actifs privés plus grande, même une fois contrôlés les réactions d’empiètement possibles sur d’autres formes d’épargne (Gelber, 2011; Chetty et coll., 2014). Ces régimes sont parfois perçus comme des façons efficaces d’augmenter l’épargne pour ceux qui ne sont pas suffisamment préparés pour la retraite, tout en permettant aux épargnants actifs de s’y soustraire s’ils le souhaitent (Thaler et Sunstein, 2008; Iwry et John, 2009).

Toutefois, l’effet des régimes de retraite en milieu de travail sur le total de l’épargne privée est toujours une question controversée au niveau empirique. La plupart des travaux à ce sujet analysent l’expansion rapide des régimes 401(K) aux États-Unis. Certaines études montrent que les régimes de retraite en milieu de travail n’ont pas d’influence sur l’accumulation d’actifs privés et ont même un effet positif sur elle (Poterba, Venti et Wise, 1994, 1995; Gelber, 2011), tandis que d’autres constatent des effets de déplacement importants (Benjamin, 2003; Engelhardt et Kumar, 2011). Ces résultats contradictoires peuvent être le fait des problèmes d’identification qui se posent dans de tels ouvrages (Bernheim, 2002) ou des diverses réactions comportementales aux types de variations que ces études exploitent de façon empirique (noté par Chetty et coll., 2014).

Le présent document vise à déterminer si un changement automatique dans les cotisations à un régime de pension agréé (RPA) entraîne une épargne totale plus élevée ou s’il a simplement pour effet de susciter une réaction d’empiètement sur les régimes enregistrés d’épargne-retraite (REER). Afin de contrôler la possibilité que les cotisations des personnes aux divers comptes d’épargne soient corrélées en raison de préférences non observées, l’analyse exploite une caractéristique unique des RPA : les entreprises coordonnent souvent leurs formules de cotisation avec le barème des taux de cotisation du Régime de pensions du Canada (RPC) ou du Régime de rentes du Québec (RRQ). Ainsi, de nombreux régimes (de 80 à 85 %) ont des taux de cotisation marginale plus faibles pour les niveaux de revenu dont les taux de cotisation sont plus élevés dans le RPC ou le RRQ, et vice versa. Cela se produit parce que les entreprises se rendent compte des coûts additionnels qui leur sont imposés par les régimes publics et réduisent proportionnellement leurs versements aux RPA (Frenken, 1996). Par conséquent, les épargnes des travailleurs dans les RPA changent au seuil des gains associé à un changement dans le taux de cotisation au RPC ou au RRQ, sans qu’ils aient de contrôle à cet égard. À partir de techniques de régression, on estime l’effet de cette variation du taux d’épargne sur les cotisations aux RPA, tout comme l’effet de déplacement qui en résulte sur les REER. Par conséquent, le présent document offre un nouveau point de vue du rôle que les RPA jouent pour aider les ménages à épargner pour la retraite, tout en améliorant certaines questions méthodologiques présentes dans des études antérieures.

Les résultats montrent que les cotisations aux REER diminuent d’environ 50 cents par augmentation de 1 $ dans les RPA pour les travailleurs qui : 1) ont une épargne strictement positive dans les deux comptes; et 2) ont une épargne déductible d’impôt totale strictement en dessous de leurs limites de cotisation aux REER. Tout bien considéré, une certaine substitution comportementale se produit entre les deux régimes, mais l’épargne donnant droit à une aide de l’employeur a toujours un rôle à jouer, étant donné que la moitié du changement automatique dans les avoirs de retraite se traduit par une épargne totale plus grande. En outre, la réaction a tendance à être plus faible pour les travailleurs qui ont des antécédents moins bien établis d’épargne dans des comptes de retraite. Le parrainage par l’employeur et d’autres formes d’épargne automatique peuvent par conséquent jouer un grand rôle pour aider les groupes plus vulnérables à épargner pour leur retraite.

1 Introduction

La mesure dans laquelle les régimes de retraite parrainés par l’employeur aident les ménages à se préparer financièrement pour la retraite est une question controversée, à la fois au niveau théorique et empirique. Selon le modèle économique courant, les ménages prévoyants compenseront les changements dans les régimes de retraite en milieu de travail en rajustant leurs soldes d’actifs dans d’autres comptes de retraite. Toutefois, une vaste gamme d’ouvrages publiés dans le domaine de l’économie comportementale montrent que les ménages profitent aussi d’une aide pour la tâche difficile que représente l’épargne pour la retraite, selon des motifs qui ne sont pas expliqués rationnellement. Les caractéristiques des régimes de retraite, comme les options par défaut ou les facteurs d’indexation du taux d’épargne, ont tendance à faire augmenter de façon significative les cotisations à ces régimes (Madrian et Shea, 2001; Choi et coll., 2004; Thaler et Benartzi, 2004). Des données récentes laissent aussi supposer que les cotisations automatiques se traduisent par une accumulation d’actifs privés plus grande, même une fois contrôlés les réactions d’empiètement possibles sur d’autres formes d’épargne (Gelber, 2011; Chetty et coll., 2014). Ces régimes sont par conséquent perçus comme des façons efficaces d’augmenter l’épargne pour ceux qui se préparent mal à la retraite, tout en permettant aux épargnants actifs de s’y soustraire s’ils le souhaitent (Thaler et Sunstein, 2008; Iwry et John, 2009).

Le présent document vise à déterminer si un changement automatique dans les cotisations aux régimes de pension agréés (RPA) entraîne une épargne plus élevée au total ou incite simplement les personnes à réduire leur épargne dans des régimes enregistrés d’épargne-retraite (REER). On utilise la Banque de données administratives longitudinales (DAL) pour obtenir des renseignements exacts sur le comportement en matière d’épargne d’un échantillon important de Canadiens. Afin de contrôler la possibilité que les cotisations des personnes dans les divers comptes d’épargne soient corrélées en raison de préférences non observées, l’analyse exploite une caractéristique unique des RPA : les entreprises coordonnent souvent leurs formules de cotisation avec le barème des taux de cotisation du Régime de pensions du Canada (RPC) et du Régime de rentes du Québec (RRQ). C’est donc dire que de nombreux régimes (de 80 à 85 %) ont des taux de cotisation marginale plus faibles pour les niveaux de revenu dont les taux de cotisation sont plus élevés dans le RPC ou le RRQ, et vice versa. Cela se produit parce que les entreprises se rendent compte des coûts additionnels qui leur sont imposés par les régimes publics et réduisent proportionnellement leurs versements aux RPA (Frenken, 1996). Par conséquent, l’épargne des travailleurs dans les RPA change au seuil des gains associé à un changement dans le taux de cotisation au RPC ou au RRQ, sans qu’ils aient de contrôle à cet égard. À partir de techniques de régression, on estime l’effet de la variation du taux d’épargne sur les cotisations aux RPA, tout comme l’effet de déplacement qui en résulte sur les REER.

Les résultats montrent que les cotisations aux REER diminuent d’environ 50 cents par augmentation de 1 $ dans les RPA pour les travailleurs qui : 1) ont une épargne strictement positive dans les deux comptes; et 2) ont une épargne déductible d’impôt totale strictement en dessous de leurs limites de cotisation aux REER. Tout bien considéré, une certaine substitution comportementale se produit entre les deux régimes, mais l’épargne donnant droit à une aide de l’employeur a toujours un rôle à jouer, étant donné que la moitié du changement automatique dans les avoirs de retraite se traduit par une épargne totale plus grande. Un examen plus étroit montre que la réaction d’empiètement a aussi tendance à être beaucoup plus faible pour les travailleurs qui ont des antécédents moins bien établis d’épargne dans des comptes de retraite. Le parrainage par l’employeur et d’autres formes d’épargne automatique peuvent par conséquent jouer un grand rôle pour aider les groupes plus vulnérables à épargner pour leur retraite.

Le document est organisé de la façon suivante. Dans la prochaine section, on passe en revue les ouvrages publiés, afin d’expliquer ce qui motive l’étude. Puis, dans la section 3, on explique le système de revenu de retraite du Canada, afin de fournir un contexte pour interpréter les résultats. Dans la section 4, on décrit les données et la sélection de l’échantillon et, dans la section 5, on aborde la stratégie empirique utilisée pour déterminer l’empiètement par les RPA. Dans la section 6, on présente les principaux résultats, les vérifications de la robustesse et les tests des réactions hétérogènes des différents types d’épargnants. Enfin, la conclusion figure dans la dernière section.

2 Examen des ouvrages publiés

La plupart des recherches empiriques sur les effets des régimes de retraite en milieu de travail n’ont pas permis d’atteindre un consensus. La plupart de ces travaux analysent l’expansion rapide des régimes 401(K) aux États-Unis. Poterba, Venti et Wise (1994, 1995) comparent les actifs financiers des travailleurs qui sont ou non admissibles aux régimes 401(K), selon que leurs employeurs offrent ou non de tels régimes. Les auteurs montrent que les cotisations aux régimes 401(K) n’empiètent pas sur les actifs des autres comptes. Venti et Wise (1996) arrivent à la même conclusion en comparant des travailleurs de différentes cohortes qui, quant à eux, ont été exposés pendant des durées différentes aux régimes 401(K) pendant leur carrière. Gelber (2011) tire parti d’un changement dans l’admissibilité aux régimes 401(K) qui se produit lorsqu’un employé a travaillé dans une entreprise suffisamment longtemps, et montre que ces régimes peuvent entraîner une augmentation des cotisations dans un compte de retraite individuel (CRI), mais qu’ils n’ont pas d’effet sur les autres actifs financiers.

Par contre, Engen, Gale et Scholz (1994, 1996) ont déterminé que l’admissibilité aux régimes 401(k) ne stimule pas l’épargne privée, lorsque l’on compare les tendances des actifs des adhérents aux régimes et de ceux des non-adhérents qui détiennent des CRI. Gale (1998) détermine des effets de déplacement importants des régimes 401(k) sur l’avoir net, à partir d’une définition plus large des actifs. En outre, les données sur les effets des régimes de retraite en milieu de travail dans d’autres pays sont partagées. Par exemple, Veall (2001) a déterminé que les niveaux d’épargne des Canadiens dans des régimes enregistrés d’épargne-retraite (REER) diminuent considérablement lorsque les travailleurs sont couverts par un régime de pension agréé (RPA), même si Milligan (2002) note que les adhérents à un RPA sont toujours plus susceptibles que les non-adhérents de cotiser à des REER. Alessie, Kapteyn et Klijn (1997) ont déterminé que les régimes de retraite professionnels entraînent une augmentation de l’épargne totale aux Pays-Bas, mais Euwals (2000) arrive à la conclusion inverse. Chetty et coll. (2014) examinent les variations dans l’épargne des travailleurs qui changent d’entreprise, ces entreprises offrant des degrés divers de générosité au chapitre des régimes de retraite au Danemark, et déterminent que les cotisations à ces régimes ont tendance à se traduire par une épargne totale plus grande pour la plupart des travailleurs.

Ces études contribuent toutes à notre compréhension de la façon dont les régimes de retraite en milieu de travail affectent les résultats au chapitre de l’épargne privée. Toutefois, plusieurs problèmes d’identification se posent dans les ouvrages publiés (Hubbard et Skinner, 1996; Bernheim, 2002). Tout d’abord, une erreur de mesure dans les avoirs de retraite déclarés à partir des données d’enquête peut faire en sorte que les chercheurs surestiment la mesure dans laquelle les régimes de retraite en milieu de travail produisent de nouvelles épargnes (Engelhardt et Kumar, 2011). En deuxième lieu, l’hétérogénéité non observée dans les préférences des personnes au chapitre de l’épargne entraînerait un biais à la hausse dans les estimations par les moindres carrés ordinaires de l’empiètement, étant donné que certaines personnes ont tendance à épargner davantage dans tous les types de comptes, y compris les régimes parrainés par un employeur. En troisième lieu, il se peut que les travailleurs choisissent les entreprises sur la base de la couverture des régimes de retraite, ce qui entraîne un biais dans les comparaisons des résultats au chapitre de l’épargne des adhérents admissibles et non admissibles (Ippolito, 1997). Il se peut aussi que les entreprises choisissent d’offrir des régimes de retraite en fonction des demandes de leurs travailleurs. Quatrièmement, les études selon lesquelles les changements dans l’épargne en milieu de travail n’entraînent pas de réactions comportementales d’empiètement doivent tenir compte de la possibilité que les travailleurs ne soient simplement pas au courant de ces changements, les gens étant souvent très peu renseignés concernant les détails de leurs régimes de retraite professionnels (Mitchell, 1988; Luchak et Gunderson, 2000).

Les répercussions des régimes de retraite en milieu de travail sur l’accumulation de la richesse ne sont pas claires, en dépit de ces efforts exhaustifs, du fait pour une large part de l’absence de plans de recherche convenables (Bernheim, 2002). Le présent document vise à fournir un nouvel éclairage sur cette question importante, tout en se penchant sur ces questions méthodologiques.

3 Aperçu du système de revenu de retraite du Canada

La présente section fournit un bref aperçu du système de revenu de retraite du Canada, qui repose sur trois piliers : 1) le programme de la Sécurité de la vieillesse (SV); 2) le Régime de pensions du Canada (RPC) et le Régime de rentes du Québec (RRQ); et 3) les régimes de pension et d’épargne-retraite privés. Même si la présente étude est axée sur l’interaction de deux régimes d’épargne appartenant au troisième pilier, un examen de l’ensemble du système fournit un contexte approprié pour l’interprétation des résultats.

3.1 Programme de la Sécurité de la vieillesse

Le programme de la SV comprend une pension de la SV, un Supplément de revenu garanti (SRG) et des allocations. Ensemble, ces prestations constituent le régime de retraite le plus important du gouvernement du Canada. Il est financé par les revenus fiscaux généraux, ainsi que par les personnes qui y cotisent directement.

La pension de la SV est une prestation destinée à la plupart des Canadiens âgés de 65 ans et plus qui respectent les exigences de résidence et celles prévues par la loi. Le versement mensuel maximum pour ces personnes était de 522 $ en décembre 2010. Les prestations sont liées à l’inflation, afin de rendre compte des augmentations du coût de la vie, et elles sont pleinement imposables. Les prestataires de la SV à faible revenu, ont droit au SRG, une prestation supplémentaire fondée sur le revenu et non imposable. En décembre 2010, le soutien mensuel maximum fourni par l’entremise du SRG était de 658 $ pour les personnes seules et de 435 $ par personne en couple. Enfin, l’allocation est une prestation fondée sur le revenu mise à la disposition des conjoints de 60 à 64 ans des prestataires de la SV, ainsi que des veufs ou veuves. Cette prestation est égale à la pension de la SV plus le SRG, au taux de personnes mariées ou veuves, selon le cas. Le lecteur peut consulter Baker, Gruber et Milligan (2007) pour plus de renseignements.

3.2 Régime de pensions du Canada et Régime de rentes du Québec

Le RPC et le RRQ sont des régimes de retraite publics contributifs fondés sur le revenu, qui sont financés par les retenues à la source des employeurs et des employés. Même s’il existe des différences minimes entre les deux régimes, ceux-ci sont suffisamment similaires aux fins de la présente étude pour être désignés conjointement comme le RPC ou le RRQ.

La base des retenues à la source du RPC ou du RRQ correspond aux gains se situant entre une exemption de base de l’année (EBA) et un maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP). Chaque personne au Canada entre 18 et 70 ans qui touche un salaire supérieur à l’EBA doit cotiser au RPC ou au RRQ. Le    tableau 1 montre les taux de cotisation annuels, ainsi que l’EBA et le MGAP de 1991 à 2010. Par exemple, en 2010, les travailleurs rémunérés et leurs employeurs ont chacun cotisé à hauteur de 4,95 % des gains se situant entre 3 500 $ et 47 200 $. Les travailleurs autonomes doivent payer les deux parties des cotisations, jusqu’au maximum. L’EBA a été gelée à 3 500 $ pendant un certain temps, mais le MGAP est indexé en fonction du salaire moyen par activité économique. La cotisation marginale pour la rémunération supérieure à ce montant est de zéro.

Le RPC ou le RRQ est conçu pour remplacer environ 25 % des gains moyens au cours de la vie des travailleurs, jusqu’à concurrence du salaire moyen par activité économique. Les prestations de retraite proprement dites sont calculées au moyen d’un processus qui dépend des antécédents de gains des travailleurs, de la durée des cotisations et de l’âge auquel les prestations commenceront à être touchées. L’âge normal de la retraite prévue dans le RPC ou dans le RRQ est 65 ans, mais les travailleurs peuvent commencer à toucher des prestations réduites dès l’âge de 60 ans. Le calcul des prestations intègre aussi le temps consacré à s’occuper d’enfants, le temps pendant lequel les travailleurs étaient admissibles à des prestations d’invalidité, et plusieurs autres facteurs, afin d’atténuer les répercussions des années de faible revenu sur les droits à pension. En 2010, le montant de la pension de retraite maximum mensuel du RPC ou du RRQ était de 934 $.

Tableau 1
Sommaire du barème des cotisations au Régime de pensions du Canada ou au Régime de rentes du Québec, selon l'année, 1991 à 2010
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Sommaire du barème des cotisations au Régime de pensions du Canada ou au Régime de rentes du Québec. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Exemption de base de l'année, Maximum des gains annuels ouvrant droit à pension, Taux de cotisation, Cotisation annuelle maximale, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3 et Colonne 4, calculées selon dollars et pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Exemption de base de l'année Maximum des gains annuels ouvrant droit à pension Taux de cotisation Cotisation annuelle maximale
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4
dollars dollars pourcentage dollars
1991 3 000 30 500 2,40 660
1992 3 200 32 200 2,50 725
1993 3 200 33 400 2,60 785
1994 3 400 34 400 2,70 837
1995 3 400 34 900 2,80 882
1996 3 500 35 400 2,90 925
1997 3 500 35 800 3,00 969
1998 3 500 36 900 3,20 1 069
1999 3 500 37 400 3,50 1 187
2000 3 500 37 600 3,90 1 330
2001 3 500 38 300 4,30 1 496
2002 3 500 39 100 4,70 1 673
2003 3 500 39 900 4,95 1 802
2004 3 500 40 500 4,95 1 832
2005 3 500 41 100 4,95 1 861
2006 3 500 42 100 4,95 1 911
2007 3 500 43 700 4,95 1 990
2008 3 500 44 900 4,95 2 049
2009 3 500 46 300 4,95 2 119
2010 3 500 47 200 4,95 2 163

3.3 Régimes de pension et d’épargne-retraite privés

Le troisième pilier du système de revenu de retraite comprend l’épargne accumulée dans des comptes de pension et d’épargne-retraite privés, qui sont décrits tour à tour ci-après.

3.3.1 Régimes de pension agréés

Les régimes de pension agréés (RPA) sont des modalités conclues avec les employeurs pour verser des pensions aux employés retraités, sous forme de paiements périodiques. Ces modalités peuvent prendre la forme de régimes à prestations déterminées ou à cotisations déterminées. Dans le cas des RPA à cotisations déterminées, les employeurs doivent cotiser l’équivalent d’au moins 1 % du total des gains (de la rémunération) ouvrant droit à pension versés à tous les adhérents actifs au régime. Dans le cas des RPA à prestations déterminées, les employeurs doivent généralement financer 50 % du coût des prestations. Les employés qui adhèrent à des RPA à cotisations déterminées et à prestations déterminées versent habituellement aussi des cotisations (près de 75 % des adhérents à des RPA versent des cotisations, comme le montre le tableau 2). L’épargne dans les RPA est à impôt différé: les cotisations sont déductibles d’impôt; les revenus de placement ne sont pas imposés pendant qu’ils s’accumulent dans le régime, et les prestations versées sont incluses dans le revenu aux fins de l’impôt. Les cotisations à des RPA à cotisations déterminées sont limitées à 18 % des gains, jusqu’à concurrence d’un montant déterminé (22 450 $ en 2010). Les prestations versées dans le cadre d’un RPA à prestations déterminées sont limitées à 2 % des gains par année de service, jusqu’à concurrence d’un montant déterminé en dollars (2 494 $ en 2010).

Pour l’échantillon des déclarants fiscaux fréquents utilisé dans la présente étude, le tableau 2 montre une comparaison des caractéristiques démographiques, des gains et des caractéristiques d’épargne des adhérents et des non-adhérents à un RPA. Les adhérents à un RPA sont plus susceptibles d’être de sexe masculin, de travailler dans l’administration publique et d’être syndiqués, mais sont moins susceptibles d’avoir un revenu de travail autonome ou de toucher des prestations d’assurance-emploi (a.-e.). En outre, ils ont tendance à avoir un revenu d’emploi et un revenu total plus élevés, mais à tirer moins d’argent de placements et de gains en capital. Qui plus est, le taux d’épargne médian des adhérents à un RPA (y compris toute épargne dans un régime enregistré d’épargne-retraite [REER]) est plus élevé de 4,7 points de pourcentage que celui des non-adhérents à un RPA.

3.3.2 Régimes enregistrés d’épargne-retraite

Les REER sont des régimes individuels à cotisations déterminées, qui sont généralement créés par l’entremise d’institutions financières (à noter qu’un employeur peut établir un REER collectif pour ses employés, c’est-à-dire un regroupement de REER individuels d’employés administré par un seul émetteur de REER). L’épargne dans les REER, tout comme celle dans un RPA, fait l’objet d’un report d’impôt. Les cotisations aux REER sont limitées à 18 % du revenu gagné l’année précédente, jusqu’à concurrence d’un montant déterminé en dollars (22 000 $ en 2010), moins un facteur d’équivalence pour les adhérents à un RPA (qui rend compte du montant estimé des cotisations de l’employeur et de l’employé au RPA pour l’année précédente), plus tous les droits de cotisation non utilisés reportés des années précédentes. Cette approche coordonne efficacement les limites des RPA et des REER, étant donné qu’elle fait en sorte que l’épargne annuelle dans un RPA des adhérents est prise en compte au moment de la détermination des limites de leurs cotisations à un REER.

Tableau 2
Statistiques sommaires selon l'adhésion à un régime de pension agréé
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Statistiques sommaires selon l'adhésion à un régime de pension agréé Adhérents à un RPA, Non-adhérents à un RPA, Moyenne, Médiane, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3 et Colonne 4, calculées selon années, pourcentage et dollars nominaux unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Adhérents à un RPA Non-adhérents à un RPA
Moyenne Médiane Moyenne Médiane
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4
années
Caractéristiques démographiques  
Âge 44,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 44,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
    pourcentage
Femme 48,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 56,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Homme 51,4 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 43,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Marié 79,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 77,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Emploi  
Occupé 100,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 64,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Travailleur autonome 2,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 14,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Administration publique 9,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 1,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Syndiqué 67,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 12,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Prestataire de l'assurance-emploi 11,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 16,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
  dollars nominaux
Revenu conditionnel  
Revenu d'emploi brut 46 400 43 700 27 400 22 300
Revenu net d'un emploi autonome 950 -450 17 250 8 800
Revenus nets de placement 700 200 1 050 300
Gains en capital nets 1 100 300 1 500 400
Revenu total brut 48 450 45 250 27 400 20 800
  pourcentage
Situation au chapitre de l'épargne  
Adhérents à un RPA (FE) 100,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Employés cotisant à un RPA 74,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Cotisations à un REER 53,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 29,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Retraits d'un REER 6,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 6,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Droits de cotisation à un REER non utilisés 88,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 83,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
  dollars nominaux
Épargne conditionnelle  
Cotisations à un RPA (FE) 4 500 3 950 0 0
Cotisations de l'employé à un RPA 2 150 1 900 0 0
Cotisations brutes à un REER 3 200 2 400 4 450 3 000
Retraits d'un REER 2 450 1 350 2 850 1 750
Droits de cotisation à un REER non utilisés 21 500 15 400 21 500 12 950
Épargne conditionnelle totale  
Épargne 6 050 5 250 3 450 2 150
  pourcentage
Taux d'épargne 16,1 11,6 5,8 6,9

Le tableau 3 montre que, pour les personnes qui ont des droits de cotisation non utilisés à un REER (définis comme la différence entre le total des droits de cotisation non utilisés de l’année de référence et le montant des cotisations la même année), les droits de cotisation non inutilisés augmentent significativement avec l’âge. Même si la proportion d’épargnants ayant des droits de cotisation non utilisés diminue légèrement, peut-être parce que les taux d’épargne ont tendance à augmenter pendant le cycle de vie, il demeure que la majorité des contribuables (au moins 80 %) ont des droits de cotisation non utilisés à un REER, peu importe leur âge.

Tableau 3
Épargne privée et droits de cotisation non utilisés à un régime enregistré d'épargne-retraite, selon l'âge
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Épargne privée et droits de cotisation non utilisés à un régime enregistré d'épargne-retraite Pourcentage > 0, Moyenne, Colonne 1 et Colonne 2, calculées selon pourcentage et dollars nominaux unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Pourcentage > 0 Moyenne
Colonne 1 Colonne 2
pourcentage dollars nominaux
Régime de pension agréé  
25 à 34 ans 30,9 3 000
35 à 44 ans 37,3 4 250
45 à 54 ans 39,8 5 000
55 ans et plus 31,1 5 200
Régime enregistré d'épargne-retraite net  
25 à 34 ans 31,5 2 850
35 à 44 ans 38,2 3 650
45 à 54 ans 41,1 4 050
55 ans et plus 37,0 4 750
Droits de cotisation non utilisés à un régime enregistré d'épargne-retraite  
25 à 34 ans 87,0 9 350
35 à 44 ans 86,2 19 450
45 à 54 ans 84,2 26 450
55 ans et plus 81,9 31 450

4 Données et sélection de l’échantillon

La Banque de données administratives longitudinales (DAL) sert à mener cette étude de recherche. La DAL est un fichier de données de panel comprenant un échantillon de 20 % du Fichier sur la famille T1 annuel et de la Base de données longitudinales sur les immigrants. En outre, l’échantillon est augmenté chaque année, afin d’assurer une représentation transversale exacte. Le fichier comprend de nombreuses variables concernant les caractéristiques démographiques, les revenus, les impôts, les allocations, les rentrées, les transferts et l’épargne des personnes représentées et de leurs familles de recensement.

On impose les restrictions suivantes à l’échantillon. Tout d’abord, l’échantillon se limite aux années  allant de 1991 à 2010, c’est-à-dire la période allant de la première année où des données sur la protection offerte par des régimes de retraite en milieu de travail sont devenues disponibles, jusqu’à la dernière année de disponibilité de ces données. En deuxième lieu, l’analyse s’applique aux personnes nées au cours de la période de 1942 à 1966, qui étaient âgées de 25 à 51 ans en 1991 (de 44 à 68 ans en 2010). La limite supérieure de 68 ans a été choisie parce que les personnes devaient commencer à toucher des prestations de leur régime de pension agréé (RPA) lorsqu’elles atteignaient 69 ans, au cours de la période de 1997 à 2006 (l’âge est passé à 71 ans en 2007). En troisième lieu, seules les personnes de la cohorte sélectionnée dont on a observé qu’elles avaient produit des déclarations de revenu au moins 18 des 20 années sont incluses. Au total, 73,6 % de la cohorte sélectionnée est observée au moins 90 % du temps. Ces restrictions donnent lieu à un échantillon d’environ 34 millions d’observations concernant 1,8 million de déclarants fiscaux. Dans l’analyse, des rajustements sont apportés pour tenir compte des valeurs aberrantes, et les personnes sont incluses uniquement pendant les années pour lesquelles on n’a pas observé qu’elles avaient touché un revenu de pension public ou privé, afin de mettre l’accent sur les décisions en matière d’épargne avant la retraite.

La DAL comporte une limite, à savoir qu’elle ne comprend pas de renseignements directs sur la couverture des personnes par un RPA ou les niveaux de cotisation à un tel régime. La variable du facteur d’équivalence (FE) est utilisée comme une approximation des cotisations à un RPA. Le FE rend compte de la valeur des prestations de retraite accumulées chaque année dans le cadre des régimes de pension et des régimes de participation différée aux bénéfices (RPDB) en milieu de travail. Le FE a été créé en 1991 (et figure aussi dans la DAL depuis ce temps), afin de s’assurer que les adhérents et les non-adhérents à un RPA bénéficient d’un traitement fiscal équivalent pour l’épargne-retraite donnant droit à une aide fiscale. De façon plus particulière, le FE de l’année courante sert à réduire proportionnellement les droits de cotisation à un REER l’année suivante.

L’inclusion des RPDB dans le FE donne probablement lieu à une légère surestimation de la protection par un RPA; par exemple, les adhérents à un RPDB représentaient 7 % des adhérents à un RPA en 1993 (Ostrovsky et Schellenberg, 2009). Même si la DAL comprend aussi des données distinctes sur les cotisations des employés à des RPA depuis 1986, elle ne recueille pas de données sur les régimes de cotisations d’employeurs seulement. Morissette et Ostrovsky (2006) démontrent que, en 1991, l’utilisation de la variable des cotisations de l’employé à un RPA comme un indicateur de la couverture donnerait lieu à une sous-estimation de la couverture de l’ordre de 17 points de pourcentage pour les hommes mariés âgés de 35 à 54 ans, et de 11 points de pourcentage pour les femmes mariées âgées de 35 à 54 ans. Par conséquent, la convention relative à l’utilisation du FE comme approximation de la protection par un RPA est suivie. Pour la présente analyse, la variation exogène du FE exploitée par la méthode empirique (décrite dans la sous-section 5.1 ci-après) s’exerce entièrement dans le cadre des cotisations à un RPA, et l’inclusion des RPDB dans le FE ne devrait pas biaiser l’estimateur de quelque façon.

5 Méthodologie

La présente section commence par une description de la source de la variation exogène des cotisations à un régime de pension agréé (RPA), ainsi que de la stratégie d’identification utilisée dans l’étude. En deuxième lieu, les hypothèses sous-jacentes de la méthode empirique sont abordées, et certaines données probantes à l’appui de ces hypothèses sont fournies. Enfin, on se penche sur deux limites de la stratégie d’identification.

5.1 Variation exogène dans les cotisations à un régime de pension agréé

L’analyse exploite une variation de l’épargne dans un RPA qui découle du fait que la plupart des employeurs coordonnent leurs formules de cotisation avec le barème de cotisations du Régime de pensions du Canada et du Régime de rentes du Québec (RRQ). Le RPC et le RRQ, qui ont vu le jour en 1966, sont partiellement financés grâce aux retenues à la source des employeurs et, par conséquent, imposent des coûts de pension additionnels aux employeurs qui ont déjà des régimes en milieu de travail. Cette réforme a incité de nombreux employeurs à modifier leurs régimes, afin de tenir compte de ces autres coûts et du fait que les régimes de pension publics font parfois double emploi avec les régimes parrainés par un employeur (Frenken, 1996). La caractéristique de coordination s’est maintenue au cours des 50 dernières années (Statistique Canada, 2003, p. 65); en 1994, par exemple, 80 % des adhérents à un RPA avaient des cotisations ou des prestations coordonnées (Statistique Canada, 1996, p. 64).

La méthode de coordination la plus courante est la réduction indirecte, qui repose sur deux taux de cotisation et de prestation, généralement pour les gains inférieurs ou supérieurs au seuil du maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP). « Par exemple, la pension par année de service peut être de 1,3 % des gains jusqu’au MGAP et de 2,0 % des gains supérieurs au MGAP, les adhérents pouvant verser une cotisation de 4,8 % de leurs gains jusqu’au MGAP et de 7,5 % des gains supérieurs au MGAP » (Statistique Canada, 2003, p. 65). La part de l’employé des cotisations au RPA peut aussi être coordonnée, que ce soit de façon obligatoire, ou parce que les entreprises autorisent des taux d’épargne marginale plus élevés pour les gains supérieurs au seuil (voir Frenken [1996, p. 67] et Statistique Canada [2003, p. 65] pour des exemples). Dans le cas des régimes à prestations déterminées, le même principe s’applique : les RPA coordonnés offrent des taux plus faibles d’accumulation des prestations sur les gains jusqu’au maximum prévu par le RPC ou le RRQ que sur les gains supérieurs à ce niveau (Baldwin, 2007, p. 7). Une méthode moins courante de coordination est la méthode de la réduction directe, dans laquelle les cotisations et les prestations sont réduites en fonction de la totalité ou d’une partie des cotisations au RPC ou au RRQ ou des prestations.

La coordination donne lieu à un barème de cotisation à un RPA en fonction des gains qui remonte au seuil associé au MGAP. Pour illustrer ce point, le graphique 1 trace le barème des taux de cotisation au RPC ou au RRQ pour un revenu d’emploi inférieur à 50 000 $, à partir des paramètres de 1991, conformément au tableau 1. Le taux de cotisation marginale est de 2,4 % sur les gains se situant entre l’exemption de base de l’année (EBA) (3 000 $ en 1991) et le maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP) (30 500 $ en 1991), mais tombe à zéro pour les gains plus élevés. Le graphique trace aussi un barème des taux de cotisation hypothétiques à un RPA, dans lequel le taux d’épargne est de 3 % sur les gains inférieurs au MGAP et de 5 % par la suite. Par conséquent, les cotisations combinées aux deux régimes de pension demeurent relativement constantes. Toutefois, un changement dans la cotisation au RPC ou au RRQ ne signifie pas un changement dans les actifs de retraite, étant donné que les prestations du RPC ou du RRQ représentent une fonction complexe des gains au cours de la vie et sont indépendantes des montants réels versés dans le régime pendant les années actives. Par contre, la hausse des cotisations à un RPA a des répercussions directes sur les actifs de retraite. Par conception, ce changement n’est pas corrélé aux préférences des personnes en matière d’épargne, parce qu’il découle de décisions des employeurs de coordonner ou non le régime. Ces résultats permettent de conclure que la plupart des adhérents à un RPA échantillonnés sont traités de cette façon, compte tenu du fait que la grande majorité des régimes sont coordonnés.

Graphique 1 Barème de cotisations hypothétiques au RPC ou au RRQ et à un RPA pour 1991

Description du graphique 1

Le titre du graphique est « Graphique 1 Barème de cotisations hypothétiques au RPC ou au RRQ et à un RPA pour 1991 ».
Ceci est un graphique linéaire simple.
Il y a au total 101 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical débute à 0 et se termine à 2 000 avec des mesures à tous les 500 points.
Il y a 2 séries dans ce graphique.
L'axe vertical s'intitule « Cotisations (dollars nominaux) ».
L'axe horizontal s'intitule « Revenu d'emploi (en dollars) ».
Le titre de la série 1 est « Versement au RPC ou au RRQ ».
La valeur minimale est 0 et ceci correspond à « 0, 500, 1000, 1500, 2000, 2500 et 3000 ».
La valeur maximale est 660 et ceci correspond à « 30 500, 31 000, 31 500, 32 000, 32 500, 33 000, 33 500, 34 000, 34 500, 35 000, 35 500, 36 000, 36 500, 37 000, 37 500, 38 000, 38 500, 39 000, 39 500, 40 000, 40 500, 41 000, 41 500, 42 000, 42 500, 43 000, 43 500, 44 000, 44 500, 45 000, 45 500, 46 000, 46 500, 47 000, 47 500, 48 000, 48 500, 49 000, 49 500 et 50 000 ».
Le titre de la série 2 est « Cotisation à un RPA ».
La valeur minimale est 0 et ceci correspond à « 0 ».
La valeur maximale est 1 890 et ceci correspond à « 50 000 ».

Tableau de données pour le graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Graphique 1 Barème de cotisations hypothétiques au RPC ou au RRQ et à un RPA pour 1991 Versement au RPC ou au RRQ et Cotisation à un RPA(figurant comme en-tête de colonne).
  Versement au RPC ou au RRQ Cotisation à un RPA
0 0 0
500 0 15
1 000 0 30
1 500 0 45
2 000 0 60
2 500 0 75
3 000 0 90
3 500 12 105
4 000 24 120
4 500 36 135
5 000 48 150
5 500 60 165
6 000 72 180
6 500 84 195
7 000 96 210
7 500 108 225
8 000 120 240
8 500 132 255
9 000 144 270
9 500 156 285
10 000 168 300
10 500 180 315
11 000 192 330
11 500 204 345
12 000 216 360
12 500 228 375
13 000 240 390
13 500 252 405
14 000 264 420
14 500 276 435
15 000 288 450
15 500 300 465
16 000 312 480
16 500 324 495
17 000 336 510
17 500 348 525
18 000 360 540
18 500 372 555
19 000 384 570
19 500 396 585
20 000 408 600
20 500 420 615
21 000 432 630
21 500 444 645
22 000 456 660
22 500 468 675
23 000 480 690
23 500 492 705
24 000 504 720
24 500 516 735
25 000 528 750
25 500 540 765
26 000 552 780
26 500 564 795
27 000 576 810
27 500 588 825
28 000 600 840
28 500 612 855
29 000 624 870
29 500 636 885
30 000 648 900
30 500 660 915
31 000 660 940
31 500 660 965
32 000 660 990
32 500 660 1 015
33 000 660 1 040
33 500 660 1 065
34 000 660 1 090
34 500 660 1 115
35 000 660 1 140
35 500 660 1 165
36 000 660 1 190
36 500 660 1 215
37 000 660 1 240
37 500 660 1 265
38 000 660 1 290
38 500 660 1 315
39 000 660 1 340
39 500 660 1 365
40 000 660 1 390
40 500 660 1 415
41 000 660 1 440
41 500 660 1 465
42 000 660 1 490
42 500 660 1 515
43 000 660 1 540
43 500 660 1 565
44 000 660 1 590
44 500 660 1 615
45 000 660 1 640
45 500 660 1 665
46 000 660 1 690
46 500 660 1 715
47 000 660 1 740
47 500 660 1 765
48 000 660 1 790
48 500 660 1 815
49 000 660 1 840
49 500 660 1 865
50 000 660 1 890

5.2 Stratégie d’identification

Le plan de régression coudé sert à estimer les variations dans les cotisations à un RPA et à un régime enregistré d’épargne-retraite (REER) au niveau de gains coïncidant avec le seuil du MGAP. Formellement, les équations d’estimation statistique sont :

R P A i , t - 1 = π + f ( Y i , t - 1 ) + γ Y i , t - 1 D i , t - 1 + X i t ' k + ν i t           (1) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFsbGaa8huaiaa=feadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=XcacaWF 0bGaa8xlaaqabaGcdaWgaaWcbaacbaGaa4xmaaqabaGccaWF9aGaa8 hWdiaa=TcacaWFMbGaa4hkaiaa=LfadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=Xca caWF0bGaa8xlaiaa+fdaaeqaaOGaa4xkaiaa=TcacaWFZoGaa8xwam aaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=rhacaWFTaGaa4xmaaqabaGccaWF ebWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1cacaGFXaaabeaaki aa=TcacaWFybWaa0baaSqaa8aacaWFPbWdbiaa=rhaaeaacaWFNaaa aOGaa83Aaiaa=TcacaWF9oWaaSbaaSqaa8aacaWFPbGaa8hDaaWdbe qaaOGaaeiiaiaabccacaqGGaGaaeiiaiaabccacaqGGaGaaeiiaiaa bccacaqGGaGaaeiiaiaabIcacaqGXaGaaeykaaaa@6462@

R E E R i t = μ + g ( Y i , t - 1 ) + δ Y i , t - 1 D i , t - 1 + X i t ' ξ + ω i t           (2) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFsbGaa8xraiaa=veacaWFsbWaaSbaaSqaa8aacaWFPbWd biaa=rhaaeqaaOGaa8xpaiaa=X7acaWFRaGaa83zaGqaaiaa+Hcaca WFzbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1cacaGFXaaabeaa kiaa+LcacaWFRaGaa8hTdiaa=LfadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=Xcaca WF0bGaa8xlaiaa+fdaaeqaaOGaa8hramaaBaaaleaacaWFPbGaa8hl aiaa=rhacaWFTaGaa4xmaaqabaGccaWFRaGaa8hwamaaDaaaleaaca WFPbGaa8hDaaqaaiaa=DcaaaGccaWF+oGaa83kaiaa=L8adaWgaaWc baGaa8xAaiaa=rhaaeqaaOGaaeiiaiaabccacaqGGaGaaeiiaiaabc cacaqGGaGaaeiiaiaabccacaqGGaGaaeiiaiaabIcacaqGYaGaaeyk aaaa@632E@

conditionnelles sur  Y i , t - 1 [ - B , B ] MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFzbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1caieaa caGFXaaabeaakiabgIGiolaaykW7daWadaqaaiaa=1cacaWFcbGaa8 hlaiaa=jeaaiaawUfacaGLDbaaaaa@4305@ . Ici, Y i , t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFzbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaaqabaaaaa@39B1@  correspond au revenu d’emploi i MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8xAaa aa@36E9@  de la personne relatif au salaire moyen par activé économique dans l’année  t , MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8hDai aa=Xcaaaa@37A1@ f ( ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8NzaG qaaiaa+HcacqGHflY1caGFPaaaaa@3A8A@  et g ( ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa83zaG qaaiaa+HcacqGHflY1caGFPaaaaa@3A8B@  sont des fonctions polynomiales, X i , t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFybWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaaqabaaaaa@39B0@  est un vecteur des covariables propres à la personne observées dans les données, et D i t = 1 ( Y i t M G A P t ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiaeaaaaaa aaa8qacaWFebWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWF0baabeaakiaaykW7caWF 9aGaaGPaVJqaaiaa+fdadaqadaqaaiaa=LfadaWgaaWcbaGaa8xAai aa=rhaaeqaaOGaeyyzImRaa8xtaiaa=DeacaWFbbGaa8huamaaBaaa leaacaWF0baabeaaaOGaayjkaiaawMcaaaaa@4819@  sert à indiquer si le revenu dépasse le MGAP l’année  t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8hDaa aa@36F4@ . On utilise les gains et les cotisations à un RPA produites avec une année de retard, étant donné que le facteur d’équivalence (FE) de l’année courante détermine les droits de cotisation à un REER l’année suivante. Le paramètre  B MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8Nqaa aa@36C2@ correspond à la largeur de bande utilisée pour estimer l’effet du traitement moyen au niveau local. L’analyse se limite aux personnes qui ont des économies strictement positives dans un RPA ou dans un REER dans le modèle de base.

L’équation (1) rend compte de l’effet de « premier degré» de la coordination sur les cotisations à un RPA. Le paramètre d’intérêt γ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa83Sda aa@3736@  rend compte de la variation de la pente des cotisations à un RPA en fonction des gains. Intuitivement, le plan de régression estime l’effet de la coordination sur les cotisations à un RPA au moyen d’une stratégie transversale pour un groupe de travailleurs dont le revenu d’emploi se situe autour du seuil. La stratégie repose sur le principe que les personnes d’un côté du coude représentent un groupe de contrôle approprié pour les personnes de l’autre côté, à tout le moins à l’intérieur d’une distance raisonnable (largeur de bande). Étant donné que la plupart des RPA ont des taux d’épargne supérieurs au seuil, comme il est indiqué précédemment, on s’attend à ce que γ ^ > 0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGafq4SdCMbaK aaiiaacqWF+aGpcaaIWaaaaa@3972@ . De même, l’équation 2 rend compte de la réaction « de deuxième degré» au chapitre de l’épargne dans un REER à la variation des cotisations à un RPA, l’empiètement prédisant δ ^ < 0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGafqiTdqMbaK aacqGH8aapcaaIWaaaaa@3967@ .

L’effet global des cotisations à un RPA sur l’épargne dans un REER est donné par le ratio δ ^ / γ ^ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGafqiTdqMbaK aacaGGVaGafq4SdCMbaKaaaaa@3A13@ . Les deux équations sont estimées simultanément à partir d’un cadre de régression apparemment non lié, et les erreurs types sont obtenues pour le paramètre de l’empiètement au moyen de la méthode delta. Les erreurs types sont regroupées au niveau de la personne, afin de tenir compte des corrélations propres à l’unité des éléments résiduels, conformément aux recommandations de Lee et Lemieux (2010).

5.3 Test de validité

Étant donné que la coordination se décide au niveau de l’entreprise, les changements dans les cotisations à un RPA autour du seuil du MGAP représentent une source exogène plausible de variation permettant de déterminer les effets de déplacement en résultant sur les cotisations à un REER. Cela repose toutefois sur le principe que le revenu d’emploi autour du seuil est aussi bon que celui attribué de façon aléatoire. La méthode est invalide si les travailleurs ont une forme de contrôle sur leur niveau de revenu par rapport au coude, les estimations du traitement rendant compte d’une moyenne pondérée de l’effet de la coordination et d’une réaction de tri.

La figure 1 vérifie le tri qui s’exerce autour du seuil en traçant la distribution des revenus d’emploi l’année de référence par rapport au MGAP la même année; le test de discontinuité de McCrary sert à déterminer si un tri observé est statistiquement significatif. Le graphique de l’échantillon complet de la figure 1 montre qu’une réaction de tri est détectée, ce qui laisse supposer que les travailleurs ou les employeurs peuvent réagir directement à la cotisation au RPC ou au RRQ en fixant les niveaux d’emploi. Toutefois, les trois graphiques qui restent dans la figure 1 montrent que la majeure partie de la réaction de tri est le fait de travailleurs qui ne sont pas couverts par des régimes de retraite professionnels et qui n’appartiennent pas à un syndicat (il convient de se rappeler que la majorité des adhérents à un RPA sont aussi syndiqués). Les salaires et traitements des travailleurs syndiqués sont souvent déterminés au niveau du groupe, ce qui rend le tri plus difficile au niveau individuel. La difficulté du tri au niveau individuel est particulièrement vraie, compte tenu du fait que, comme le montre le tableau 1, le seuil du MGAP a changé chaque année par suite de son couplage avec le salaire moyen par activité économique. Dans l’ensemble, il n’y a pas de preuve de tri pour les adhérents à un RPA qui remettrait en question la validité de l’utilisation de la stratégie du plan de régression.

5.4 Importance de l’effet de traitement

Le FE contribue à éliminer les préoccupations selon lesquelles les changements dans l’épargne dans un RPA peuvent se traduire par une épargne totale plus élevée, simplement parce que les travailleurs ne sont pas conscients des changements. Le FE est communiqué de façon transparente aux détenteurs de comptes REER par l’Agence du revenu du Canada dans leur état du maximum déductible au titre des REER, et il est utilisé directement pour le calcul des droits de cotisation non utilisés de la personne pour l’année suivante. Ainsi, les travailleurs n’ont pas à avoir une compréhension approfondie de la façon dont leurs prestations de retraite sont déterminées pour savoir approximativement combien ils ont économisé dans leurs régimes pour une année donnée. Cela contribue à faire en sorte que les travailleurs disposent de suffisamment d’information au sujet de leur épargne dans un RPA lorsqu’ils cotisent à un REER et prennent des décisions de retrait pour se comporter comme si le changement dans leur épargne dans un RPA causé par la coordination était important, même s’ils ne sont pas directement conscients des caractéristiques de ce régime.

Figure 1 Répartition du revenu d’emploi par rapport au seuil du MGAP, selon le  type de travailleur

Description de la figure 1

Le titre de la figure est « Répartition du revenu d’emploi par rapport au seuil du MGAP, selon le type de travailleur ».

Cette figure comprend quatre graphiques qui sont décrits ci‑après. Les graphiques représentent des histogrammes du revenu d’emploi pour les quatre groupes suivants : échantillon complet, adhérents à un régime de pension agréé (RPA), non‑adhérents à un RPA syndiqués et non‑adhérents à un RPA non syndiqués.

Titre du graphique : Échantillon complet
Il s’agit d’un graphique à barres.
L’axe vertical (axe des y) représente un « pourcentage », qui commence à 0 et finit à 4.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

L’histogramme de l’échantillon complet trace la répartition du revenu d’emploi par rapport au seuil du maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP) de l’année de référence. L’échantillon est constitué de tous les travailleurs qui ont eu des gains positifs se situant à plus ou moins 6 000 $ du seuil du MGAP. Les tranches de gains sont réparties en bandes de 300 $. La répartition comporte une pente légèrement descendante, d’environ 2,8 % de la masse des gains à 6 000 $ à la gauche du seuil jusqu’à environ 2,2 % de la masse des gains à 6 000 $ à la droite. La répartition montre aussi un petit pic dans la masse des gains des particuliers très près de la limites des gains nuls. Cela laisse supposer qu’il peut y avoir une réaction de tri au barème des cotisations et/ou des prestations du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec. La statistique du test de discontinuité de McCrary pour cet histogramme, qui fournit une estimation de la mesure dans laquelle on détecte une réaction massive, est de 0,049. Le résultat est significatif au niveau de 1 %. L’erreur type est de 0,010.

Titre du graphique : Adhérents à un RPA
Il s’agit d’un graphique à barres.
L’axe vertical (axe des y) représente un « pourcentage », qui commence à 0 et finit à 4.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

L’histogramme pour les adhérents à un RPA trace la répartition du revenu d’emploi relatif pour les adhérents à un RPA. La répartition est relativement uniforme à environ 2,5 % de la masse, par tranche. Aucun pic discernable n’est observé. La statistique du test de discontinuité de McCrary est de 0,015. L’erreur type est de 0,014.

Titre du graphique : Non-adhérents à un RPA syndiqués
Il s’agit d’un graphique à barres.
L’axe vertical (axe des y) représente un « pourcentage », qui commence à 0 et finit à 4.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

L’histogramme pour les non‑adhérents à un RPA syndiqués trace la répartition du revenu d’emploi relatif pour les non‑adhérents à un RPA qui appartiennent à un syndicat. La répartition comporte une pente descendante, d’environ 3,3 % de la masse des gains à 6 000 $ à la gauche du seuil jusqu’à environ 1,8 % de la masse des gains à 6 000 $ à la droite. Aucun pic discernable n’est observé. La statistique du test de discontinuité de McCrary est de 0,023. L’erreur type est de 0,036.

Titre du graphique : Non‑adhérents à un RPA non syndiqués
Il s’agit d’un graphique à barres.
L’axe vertical (axe des y) représente un « pourcentage », qui commence à 0 et finit à 4.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

L’histogramme pour les non‑adhérents à un RPA non syndiqués trace la répartition du revenu d’emploi relatif pour les non‑adhérents à un RPA qui n’appartiennent pas à un syndicat. La répartition ressemble beaucoup à celle figurant dans l’histogramme pour les non‑adhérents à un RPA syndiqués. Toutefois, un pic important dans la répartition est observé au seuil, ce qui laisse supposer que la majorité de la réaction massive observée dans l’échantillon complet est attribuable à ce groupe. La statistique du test de discontinuité de McCrary est de 0,116. Elle est significative au niveau de 1 %. L’erreur type est de 0,018.

En outre, même si la Banque de données administratives longitudinales ne permet pas de déterminer si les personnes adhèrent à un régime à prestations déterminées ou à cotisations déterminées, le FE contribue à faire en sorte que les adhérents à tous les types de régimes soient touchés de façon similaire par la coordination. Dans le cas des RPA à cotisations déterminées, le FE représente simplement la somme des cotisations de l’employeur et de l’employé aux régimes au cours de l’année de référence. Dans le cas des régimes à prestations déterminées, le FE transpose les prestations de retraite cumulées annuellement en équivalents monétaires. C’est donc dire qu’il s’agit d’une estimation de la cotisation requise pour financer l’accumulation annuelle des prestations, à partir d’un facteur de coût d’un régime salaire moyen de carrière, qui est fondé sur un ensemble d’hypothèses économiques à long terme et sur plusieurs hypothèses actuarielles.

6 Résultats

La présente section commence par une inspection graphique de la façon dont le comportement d’épargne de retraite en milieu de travail et hors milieu de travail réagit autour du seuil des gains du Régime de pensions du Canada (RPC) ou du Régime de rentes du Québec (RRQ). Puis, des résultats de régression détaillés, des vérifications de la robustesse et des prolongements sont présentés. La dernière sous-section examine les réactions hétérogènes pour différents types d’épargnants.

L’analyse est conditionnelle aux travailleurs ayant une épargne strictement positive, à la fois dans des régimes de pension agréés (RPA) et dans des régimes enregistrés d’épargne-retraite (REER), l’année de référence, à moins d’indication contraire, afin de mettre l’accent sur les personnes pour lesquelles une substitution est possible. Il est important de noter que seulement 50 % environ des adhérents à un RPA cotisent aussi à un REER une année donnée. Ces travailleurs ont tendance à avoir des gains d’emploi moyens plus élevés (51 350 $ comparativement à 40 650 $) et un revenu total plus élevé (53 650 $ comparativement à 42 450 $), sont moins susceptibles d’être syndiqués (63,5 % comparativement à 71,8 %) ou de toucher des prestations d’assurance-emploi (8,3 % comparativement à 15,2 %), et sont légèrement moins susceptibles de verser des cotisations d’employé à un RPA (71,1 % comparativement à 78,7 %) que les adhérents à un RPA chez qui on n’a pas observé de cotisations à un REER.

6.1 Inspection graphique

La figure 2 montre les effets de premier et de deuxième degrés de la coordination sur les résultats au chapitre de l’épargne privée. De façon plus particulière, les tracés montrent les cotisations moyennes à des RPA et des REER comme fonctions du revenu d’emploi, par rapport au seuil de cotisation fixé par le RPC ou le RRQ. Par exemple, le seuil de gains nuls coïncide exactement avec le revenu égal au maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP) de l’année de référence. Le revenu relatif est regroupé en tranches de 400 $ sur un intervalle de 12 000 $ aux fins de la production des graphiques; chaque point correspond au niveau de cotisation moyen à l’intérieur de cette tranche de revenus. Dans l’ensemble, les cotisations des employeurs à un RPA sont définies comme la différence entre le facteur d’équivalence (FE) et la part des cotisations de l’employé (consignée séparément dans la Banque de données administratives longitudinales (DAL)).

Les résultats de premier degré montrent que les cotisations des employeurs à un RPA augmentent au-delà du seuil des gains ouvrant droit à pension, ce qui va dans le sens de la coordination. On ne sait pas clairement, a priori, si les cotisations de l’employé appartiennent aussi au premier degré, pour rendre compte d’un effet de la coordination, ou au deuxième degré, pour rendre compte d’une réaction au chapitre de l’épargne personnelle à la variation des cotisations de l’employeur. Si les cotisations de l’employé sont obligatoirement coordonnées, comme cela est parfois le cas, selon Frenken (1996), cette variable appartient au premier degré. Toutefois, les employés ont aussi une certaine forme de contrôle sur leurs cotisations à un RPA, outre les taux établis dans leurs contrats de régimes. Toutefois, même si certains régimes permettent aux employés de verser des cotisations volontaires additionnelles au-delà des montants habituels, il n’y a habituellement pas d’équivalent dans le cas des réductions. Cette situation pose un problème parce que, selon la prédiction de deuxième degré, l’épargne personnelle devrait se situer en dessous du seuil des gains, ce qui laisse supposer que les cotisations de l’employé devraient être ajoutées au premier degré. Il appert que le choix de l’endroit où mettre cette variable ne fait pas de différence; comme le montre la figure 2, les cotisations de l’employé ne changent pas beaucoup au seuil du RPC ou du RRQ. On ne sait pas clairement si cela signifie qu’il n’y a pas de réactions comportementales ou simplement que les contrats de régimes ne facilitent pas un rajustement selon cette marge, étant donné que la fraction des RPA qui permet aux adhérents de verser des cotisations additionnelles n’est pas connue.

Le résultat de deuxième degré, dans le graphique pour les cotisations à un REER des adhérents à un RPA, montre qu’il y a aussi un rajustement important des REER en réaction au changement exogène dans l’épargne en milieu de travail. Ce résultat laisse supposer un degré raisonnable de substitution entre les deux régimes, à environ 50 cents par dollar.

Même si la stratégie empirique repose sur le principe que la fonction de coordination des régimes de retraite en milieu de travail a des répercussions exogènes sur les cotisations à un RPA, ce qui a aussi des répercussions sur l’épargne dans des REER, il est important de noter qu’il peut aussi y avoir un effet direct sur l’épargne privée, qui n’est pas contrôlé dans ce contexte. Le fait que le RPC ou le RRQ fournisse uniquement un remplacement de revenu approprié à la retraite jusqu’au MGAP peut inciter les épargnants à amasser une épargne privée plus importante en ce qui a trait aux gains supérieurs à ce seuil.

Figure 2 Inspection graphique des réactions au chapitre de l’épargne privée pour  les cotisants se situant à la limite et ne se situant pas à la limite

Description de la figure 2

Le titre de la figure est « Inspection graphique des réactions au chapitre de l’épargne privée pour les cotisants se situant à la limite et ne se situant pas à la limite »

Cette figure comprend quatre graphiques qui sont décrits ci‑après. Les quatre graphiques représentent le revenu d’emploi par rapport au maximum des gains annuels ouvrant droit à pension (MGAP) dans le cas des cotisations de l’employeur à un régime de pension agréé (RPA), des cotisations de l’employé à un RPA, des cotisations à un régime enregistré d’épargne-retraite (REER) pour les adhérents à un RPA et des cotisations à un REER pour les non‑adhérents à un RPA.

Titre du graphique : Cotisations de l’employeur à un RPA
Il s’agit d’un graphique combiné de nuage de points et de tracé linéaire.
L’axe vertical (axe des y) représente les « cotisations (en dollars) », qui commence à 1 500 pour se terminer à 2 500.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

Ce graphique trace les valeurs de dispersion des cotisations moyennes de l’employeur à un RPA par rapport au seuil du MGAP. Le graphique se limite aux personnes qui gagnent 6 000 $ de plus ou de moins que le seuil. Le graphique montre que les cotisations moyennes sont une fonction linéaire en hausse des gains relatifs, et qu’il y a un coude ascendant discernable dans la fonction au seuil de gains nuls. Le graphique comporte une estimation coudée de 0,023 qui est significative au niveau de 1 %. L’erreur type est de 0,001.

Titre du graphique : Cotisations de l’employé à un RPA
Il s’agit d’un graphique combiné de nuage de points et de tracé linéaire.
L’axe vertical (axe des y) représente les « cotisations (en dollars) », qui commence à 900 pour se terminer à 1 500.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

Ce graphique trace les valeurs de dispersion des cotisations moyennes de l’employé à un RPA par rapport au seuil du MGAP. Dans ce cas, on peut observer uniquement une hausse minime de la pente. Le graphique comporte une estimation coudée de 0,005 qui est significative au niveau de 1 %. L’erreur type est de 0,001.

Titre du graphique : Cotisations à un REER des adhérents à un RPA
Il s’agit d’un graphique combiné de nuage de points et de tracé linéaire.
L’axe vertical (axe des y) représente les « cotisations (en dollars) », qui commence à 2 300 pour se terminer à 3 100.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

Ce graphique trace les valeurs de dispersion des cotisations moyennes à un REER des adhérents à un RPA par rapport au seuil du MGAP. Dans ce cas, il y a un coude descendant discernable dans la fonction au seuil de gains nuls, ce qui est conforme à un effet négatif. Le graphique comporte une estimation coudée de 0,011 qui est significative au niveau de 1 %. L’erreur type est de 0,003.

Titre du graphique : Cotisations à un REER des non‑adhérents à un RPA
Il s’agit d’un graphique combiné de nuage de points et de tracé linéaire.
L’axe vertical (axe des y) représente les « cotisations (en dollars) », qui commence à 2 800 pour se terminer à 4 400.
L’axe horizontal (axe des x) représente le « revenu d’emploi (en dollars) par rapport au MGAP », qui commence à -6 000 pour se terminer à 6 000.

Ce graphique trace les valeurs de dispersion des cotisations moyennes à un REER des non‑adhérents à un RPA par rapport au seuil du MGAP. Dans ce cas, aucun changement dans la pente n’est observable. Les graphiques comportent une estimation coudée de 0,003. L’erreur type est de 0,007.

Chaque graphique rend aussi compte des estimations de régression par les moindres carrés ordinaires du coude que comporte l’épargne. Le lecteur peut se reporter au tableau 5 pour consulter ces estimations, ainsi que les estimations de la pente de fonction d’épargne et d’autres renseignements pertinents.

Les estimations de δ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqiTdqgaaa@379C@ , à partir de l’équation (2), rendraient simultanément compte d’un effet de coordination et d’une réaction directe au régime de retraite public, ce qui fait que δ ^ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGafqiTdqMbaK aaaaa@37A9@  comporterait un biais à la hausse. Les travailleurs peuvent aussi réagir directement au RPC ou au RRQ s’ils considèrent par inadvertance les versements dans le régime comme une épargne directe. Pour résoudre ces préoccupations, on procède à un test placebo de la mesure dans laquelle les cotisations aux REER réagissent au seuil pour les travailleurs qui sont syndiqués, mais qui n’adhèrent pas à des régimes de retraite d’employeur, conformément au graphique des cotisations à un REER des non-adhérents à un RPA. Ces travailleurs ne sont pas affectés par la coordination, ce qui fait que les changements dans l’épargne dans des REER autour du seuil du MGAP peuvent uniquement donner lieu à des changements dans les cotisations ou les prestations du RPC ou du RRQ.

La fonction d’épargne dans un REER de ces travailleurs ne semble pas réagir du tout à la limite des gains ouvrant droit à pension. Ce résultat laisse supposer que la réaction d’empiètement sur les REER des adhérents à un RPA est entièrement attribuable à l’effet de l’intérêt. La non-observation d’une réaction directe peut découler du fait que les prestations du RPC ou du RRQ à la retraite sont déterminées à partir d’une formule complexe qui est fondée sur les antécédents de gains à vie des personnes et sur une gamme variée d’autres caractéristiques personnelles. Une année donnée, les écarts marginaux dans les gains autour du MGAP ne devraient pas influencer les prestations du RPC ou du RRQ de façon suffisamment significative pour entraîner des réactions comportementales dans l’épargne privée.

6.2 Résultats de la régression

Le tableau 4 montre les résultats de la régression qui correspondent à l’analyse graphique de la sous-section précédente. Les covariables supplémentaires de la DAL qui sont incluses dans ces régressions sont les suivantes : sexe, état matrimonial, indicateur d’âge, d’année, de province de résidence, de versement de prestations d’assurance-emploi, de syndicalisation et de travail autonome, ainsi que renseignements sur les allocations d’invalidité et les dépenses médicales. Le contrôle linéaire de ces covariables supprime l’influence des autres facteurs qui ont des répercussions sur le comportement en matière d’épargne à partir de l’effet de traitement estimé. À noter que l’analyse comprend uniquement les personnes qui ont touché un revenu d’emploi inférieur ou supérieur de 6 000 $ au seuil du MGAP pour l’année de référence, afin de rendre compte du fait que le    plan de régression estime un effet de traitement moyen local se situant autour du coude. Les effets de la variation de cette largeur de bande font l’objet d’un test de robustesse, ci-après.

Tableau 4
Résultats du plan de régression primaire coudé pour les cotisants se situant à la limite et ceux ne se situant pas à la limite
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Résultats du plan de régression primaire coudé pour les cotisants se situant à la limite et ceux ne se situant pas à la limite Gains, Coude, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3 et Colonne 4, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Gains Coude
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4
coefficient erreur type coefficient erreur type
Cotisations à un RPA  
Employeur 0,069Note ** 0,001 0,023Note ** 0,001
Employé 0,042Note ** 0,001 0,005Note ** 0,001
Total 0,111Note ** 0,001 0,027Note ** 0,002
Cotisations à un REER  
Employé 0,056Note ** 0,002 -0,011Note ** 0,003
Empiètement Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,400Note ** 0,105

Les résultats montrent d’abord que le taux d’épargne marginal dans des RPA augmente de 2,7 points de pourcentage au-delà du seuil de gains, passant de 11,1 % à 13,8 %. Ce résultat se traduit par une augmentation moyenne significative de 24,3 %. L’ampleur de la réaction est conforme aux attentes découlant des descriptions anecdotiques de la coordination. À des fins de comparaison, la cotisation d’employeur moyenne au RPC ou au RRQ a été de 3,2 % des gains au cours de la période de 1991 à 2010. Étant donné qu’environ 85 % des RPA utilisent la fonction de coordination, ce résultat laisse supposer qu’une augmentation de 1 $ de la cotisation au RPC ou au RRQ entraîne une réduction des cotisations aux RPA de 0 , 0 2 7 $ ÷ ( 0 , 0 3 2 $ × 0 , 8 5 ) 1 , 0 0 $ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaqefeKCPfgBaG qbaiaa=bdacaWFSaGaa8hmaiaa=jdacaWF3aGaa8hiaiaa=rcacaWF 3dGaa8hkaiaa=bdacaWFSaGaa8hmaiaa=ndacaWFYaGaa8hiaiaa=r cacaWFGaGaa831aiaa=bdacaWFSaGaa8hoaiaa=vdacaWFPaGaeyis ISRaa8xmaiaa=XcacaWFWaGaa8hmaiaa=bcacaWFKaaaaa@4EB8@ . Il est important de noter, toutefois, que ce résultat s’applique à un effet moyen de coordination sur une période de 20 ans. Il ne signifie pas qu’une réforme de la politique concernant le taux de cotisation au RPC ou au RRQ entraînerait une réaction aussi sensible, particulièrement à court terme, parce que les contrats de RPA ont tendance à prendre la forme de modalités à long terme rigides.

En deuxième lieu, le tableau montre que le taux d’épargne marginale dans les REER diminue de 1,1 point de pourcentage (ou 19,6 %) en dessous du seuil. Ce résultat est conforme à l’attente rationnelle selon laquelle ces régimes peuvent relativement se substituer les uns aux autres. Toutefois, ces constatations soulèvent la question suivante : la substitution découle-t-elle d’une réaction comportementale sous-jacente ou simplement d’un effet mécanique de la limite de déduction fiscale combinée des REER et du FE pour les cotisants se situant à la limite. Pour résoudre cette préoccupation, dans le tableau 5, on sépare les résultats en groupes, selon que l’on observe ou non que les épargnants cotisent strictement en dessous de la moindre de leurs limites de déduction fiscale annuelle et des limites de cotisations précisées par l’Agence de revenu du Canada (ARC). Même si les cotisations combinées des REER et du FE peuvent dépasser les limites de cotisation de l’ARC, après rajustement pour tenir compte des droits non utilisés des années précédentes, l’utilisation du plus petit de ces montants aide à contrôler la possibilité que les épargnants réagissent par inadvertance à la limite inférieure. Le tableau montre que l’effet de premier degré de la coordination est important et significatif pour les deux groupes, mais que l’ampleur de l’empiètement est plus importante pour les cotisants se situant à la limite. L’intervalle de confiance de 95 % de la réaction d’empiètement dans la partie A comprend l’unité, les règlements fiscaux empêchant les cotisations excédentaires et pénalisant explicitement les personnes qui ne s’y conforment pas.

Tableau 5
Résultats du plan de régression primaire coudé pour les cotisants se situant à la limite et ceux ne se situant pas à la limite
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Résultats du plan de régression primaire coudé pour les cotisants se situant à la limite et ceux ne se situant pas à la limite Gains, Coude, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3 et Colonne 4, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Gains Coude
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4
coefficient erreur type coefficient erreur type
Partie A : Cotisants se situant à la limite  
Cotisations à un RPA  
Employeur 0,071Note ** 0,002 0,020Note ** 0,003
Employé 0,040Note ** 0,002 0,010Note ** 0,003
Total 0,112Note ** 0,002 0,031Note ** 0,004
Cotisations à un REER  
Employé 0,075Note ** 0,007 -0,054Note ** 0,013
Empiètement Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 1,736Note ** 0,388
Partie B : Cotisants ne se situant pas à la limite  
Cotisations à un RPA  
Employeur 0,068Note ** 0,001 0,022Note ** 0,001
Employé 0,042Note ** 0,001 0,003Note * 0,001
Total 0,110Note ** 0,001 0,025Note ** 0,002
Cotisations à un REER  
Employé 0,045Note ** 0,001 -0,014Note ** 0,003
Empiètement Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,550Note ** 0,103

La partie B montre que la réaction est beaucoup plus faible dans le cas des cotisants qui ne se situent pas à la limite. Néanmoins, l’épargne dans des REER continue d’avoir tendance à augmenter de 55 cents par hausse de 1 $ des RPA. Ce résultat laisse supposer qu’il y a un certain niveau de substitution comportementale entre les deux régimes, mais aussi que l’épargne ouvrant droit à une aide de l’employeur peut jouer un rôle. C’est donc dire qu’une partie de la variation du taux d’épargne automatique (les 45 cents par dollar qui restent) continue de se traduire par une plus grande accumulation d’actifs, ce qui peut avoir des répercussions sur le bien-être éventuel à la retraite.

Puis, afin de contrôler la possibilité que les cotisations aux REER réagissent directement à la cotisation au RPC ou au RRQ, l’équation (2) est augmentée de la façon suivante :

R E E R i t = μ ˜ + g ˜ ( Y i , t - 1 ) ) + δ ˜ Y i , t - 1 D i , t - 1 + h ( Y i , t - 1 ) C O V i , t - 1           (3) + φ C O V i , t - 1 + θ Y i , t - 1 D i , t - 1 C O V i , t - 1 + Χ i t ' ξ ˜ + ω ˜ i t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGceaqabeaaieGaca WFsbGaa8xraiaa=veacaWFsbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWF0bGaaGPa VdqabaGccaaMc8UaaGzaVlabg2da9iaaygW7caaMc8Uab8hVdyaaia GaaGPaVlaa=TcacaaMc8Uab83zayaaiaWaaeWaaeaacaWFzbWaaSba aSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1caieaacaGFXaGaa8xkaaqaba aakiaawIcacaGLPaaacaaMc8Uaa83kaiaaygW7caaMc8Uab8hTdyaa iaGaa8xwamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=rhacaWFTaGaa4xmaa qabaGccaWFebWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1cacaGF XaaabeaakiaaykW7caWFRaGaaGPaVlaa=Hgadaqadaqaaiaa=Lfada WgaaWcbaGaa8xAaiaa=XcacaWF0bGaa8xlaiaa+fdaaeqaaaGccaGL OaGaayzkaaGaa83qaiaa=9eacaWFwbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFSa Gaa8hDaiaa=1cacaGFXaaabeaakiaabccacaqGGaGaaeiiaiaabcca caqGGaGaaeiiaiaabccacaqGGaGaaeiiaiaabccacaqGOaGaae4mai aabMcaaeaacaWFRaGaa8NXdiaa=neacaWFpbGaa8NvamaaBaaaleaa caWFPbGaa8hlaiaa=rhacaWFTaGaa4xmaaqabaGccaaMb8Uaa83kai aaygW7caaMb8UaaGzaVlaaykW7caWF4oGaa8xwamaaBaaaleaacaWF PbGaa8hlaiaa=rhacaWFTaGaa4xmaaqabaGccaWFebWaaSbaaSqaai aa=LgacaWFSaGaa8hDaiaa=1cacaGFXaaabeaakiaa=neacaWFpbGa a8NvamaaBaaaleaacaWFPbGaa8hlaiaa=rhacaWFTaGaa4xmaaqaba GccaaMb8UaaGPaVlaa=TcacaaMc8UaaGzaVlaa=D6adaqhaaWcbaGa a8xAaiaa=rhaaeaacaWFNaaaaOGab8NVdyaaiaGaaGPaVlaaygW7ca aMb8Uaa83kaiaaygW7caaMc8Uab8xYdyaaiaWaaSbaaSqaaiaa=Lga caWF0baabeaaaaaa@B642@

C O V i t = 1 ( R P A i t ˙ > 0 ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa83qai aa=9eacaWFwbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWF0baabeaakiaaykW7caWF 9aGaaGPaVlaaigdadaqadaqaaiaa=jfacaWFqbGaa8xqamaaBaaale aacaWFPbGab8hDayaacaaabeaakiaa=5dacaaMc8ocbaGaa4hmaaGa ayjkaiaawMcaaaaa@481E@  est un indicateur de la couverture par un régime de pension. Intuitivement, cette équation augmente le plan de régression à un contexte de différence dans les différences. Dans ce contexte, le paramètre d’intérêt, θ MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeaaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8hUda aa@373B@ , rend compte du changement de taux d’épargne des adhérents à un RPA (le groupe de traitement) au-delà de toute réaction directe au seuil du MGAP estimé à partir des non-adhérents à un RPA (le groupe de contrôle). Dans ce cas, le groupe de contrôle se limite aux travailleurs syndiqués, à partir des résultats précédents de la figure 1, selon lesquels ce groupe répond à la restriction de tri. Étant donné que la majorité des adhérents à un RPA sont aussi syndiqués, la restriction améliore aussi la comparabilité des deux groupes. Une variante de ce modèle ferait en sorte que l’indicateur de couverture interagisse avec les covariables.

Les résultats pour les cotisants ne se situant pas à la limite figurent dans le tableau 6. Tout d’abord, le tableau montre que le taux d’épargne dans des REER des personnes qui ne sont pas couvertes par un régime de retraite en milieu de travail représente 9,7 % des gains; pour les adhérents à un RPA, ce taux est inférieur de 5,2 points de pourcentage. Le tableau montre aussi que les adhérents à un RPA épargnent moins en moyenne dans leur REER, soit environ 464 $ par année. Qui plus est, les régressions corroborent l’inspection graphique selon laquelle l’épargne dans un REER ne réagit pas directement à la cotisation au RPC ou au RRQ, compte tenu du fait que l’estimation coudée pour le groupe de contrôle se rapproche de zéro. Même si la réaction d’empiètement pour le groupe traité est estimée moins précisément, l’ampleur de la réaction est inchangée et est toujours significative (au niveau de 10 %).

Tableau 6
Plan de régression coudé à un contexte de différence dans les différences, résultats de la régression pour les cotisants ne se situant pas à la limite
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Plan de régression coudé à un contexte de différence dans les différences Cotisations à un RPA, Cotisations à un REER, Empiètement, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3, Colonne 4, Colonne 5 et Colonne 6, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Cotisations à un RPA Cotisations à un REER Empiètement
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4 Colonne 5 Colonne 6
coefficient erreur type coefficient erreur type coefficient erreur type
Partie A : En excluant les covariables × les variables traitées  
Contrôle  
Gains Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,094Note ** 0,004 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Coude Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,001 0,007 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Traitées  
Effets fixes Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -858,035Note ** 15,501 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Gains 0,110Note ** 0,001 -0,048Note ** 0,004 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Coude 0,025Note ** 0,002 -0.014Note  0,008 0.566Note  0,311
Partie B : En incluant les covariables × les variables traitées  
Contrôle  
Gains Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,097Note ** 0,004 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Coude Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,001 0,007 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Traitées  
Effets fixes Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -463,762Note ** 24,540 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Gains 0,110Note ** 0,001 -0,052Note ** 0,004 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Coude 0,025Note ** 0,002 -0.013Note  0,008 0.525Note  0,309

6.3 Vérifications de la robustesse

On procède à trois vérifications de la robustesse pour les constatations principales, afin de déterminer : 1) comment les résultats changent lorsque les effets fixes au niveau de la personne sont contrôlés; 2) si les résultats sont sensibles à la sélection de la largeur de bande; et 3) si les résultats changent lorsque des polynômes d’ordre plus élevé des gains sont inclus dans les régressions. Dans le reste du présent document, seules les personnes qui épargnent strictement en dessous de leurs limites de déduction fiscale sont analysées, tant pour des raisons de concision que parce qu’il s’agit du principal groupe d’intérêt.

6.3.1 Effets fixes propres à la personne

Dans le tableau 7, on examine comment les résultats changent lorsque des effets fixes propres à la personne sont inclus dans l’équation d’estimation. Lee et Lemieux (2010, p. 337) soulignent que le plan de discontinuité de la régression contraste de façon marquée avec les contextes de données de panel traditionnels, dans lesquels la composante d’erreur propre à la personne peut être corrélée avec d’autres valeurs observables, y compris le traitement. Dans ce cas, l’affectation du traitement, c’est-à-dire si les personnes gagnent moins ou plus que le seuil du MGAP, est aléatoire, ce qui fait que l’inclusion des effets fixes individuels n’est pas nécessaire pour l’identification. Toutefois, leur inclusion ne devrait pas modifier les résultats.

Tableau 7
Résultats du plan de régression coudé avec effets fixes propres à la personne pour les cotisants ne se situant pas à la limite
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Résultats du plan de régression coudé avec effets fixes propres à la personne pour les cotisants ne se situant pas à la limite Gains, Coude, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3 et Colonne 4, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Gains Coude
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4
coefficient erreur type coefficient erreur type
Cotisations à un RPA  
Employeur 0,039Note ** 0,001 0,018Note ** 0,001
Employé 0,035Note ** 0,001 0,002Note * 0,001
Total 0,074Note ** 0,001 0,020Note ** 0,001
Cotisations à un REER  
Employé 0,029Note ** 0,002 -0,008Note ** 0,003
Empiètement Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,395Note ** 0,126

Effectivement, les résultats sont conformes aux constatations de base. Même si les ampleurs des effets de premier et de deuxième degrés sont maintenant légèrement plus faibles, elles continuent de sembler statistiquement significatives. Qui plus est, ces résultats continuent de montrer que les cotisations à un RPA déplacent en partie d’autres formes d’épargne, de l’ordre de 40 cents par dollar dans ce cas.

6.3.2 Sélection de la largeur de bande

Les régressions primaires sont limitées aux personnes gagnant 6 000 $ de plus ou de moins que le seuil du MGAP, comme il est indiqué précédemment. La limite de la largeur de bande entraîne une précision améliorée dans les estimations, mais diminue aussi la taille de l’échantillon et réduit la puissance statistique de la stratégie. Comme le note Landais (n.d., p. 19), le plan de régression coudé est « assez exigeant du point de vue de la largeur de bande comparativement à un plan de discontinuité de la régression ». Cette situation peut se produire parce que les effets recherchés ont tendance à être faibles en comparaison et difficiles à déceler.

Dans la présente étude, un des avantages du recours à la DAL est que son échantillon important permet d’utiliser le modèle statistique pour déceler et estimer efficacement les petits changements dans les taux d’épargne personnelle. Afin de déterminer comment les principaux résultats se maintiennent en présence de changements dans la sélection de la largeur de bande, le graphique 2 trace des estimations de l’empiètement de 61 régressions distinctes pour diverses tailles de largeur de bande, allant de 3 000 $ à 9 000 $, par tranches de 100 $. Même si les estimations ont tendance à être volatiles et non statistiquement significatives pour les largeurs de bande très étroites, cette tendance entraîne une uniformité pour les largeurs de bande dépassant environ 4 500 $, les bandes plus larges servant uniquement à améliorer l’exactitude.

Graphique 2 Test de sensibilité de la sélection de la largeur de bande pour les cotisants ne se situant pas à la limite

Description du graphique 2

Le titre du graphique est « Graphique 2 Test de sensibilité de la sélection de la largeur de bande pour les cotisants ne se situant pas à la limite ».
Ceci est un graphique linéaire simple.
Il y a au total 61 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical débute à -0,4 et se termine à 1,2 avec des mesures à tous les 0,2 points.
Il y a 1 série dans ce graphique.
L'axe vertical s'intitule « Empiètement (dollars nominaux) ».
L'axe horizontal s'intitule « Largeur de bande (dollars nominaux) ».
Le titre de la série 1 est « Empiètement ».
La valeur minimale est 0,3335 et ceci correspond à « 3 900 ».
La valeur maximale est 0,5841 et ceci correspond à « 6 300 ».

Tableau de données pour le graphique 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Graphique 2 Test de sensibilité de la sélection de la largeur de bande pour les cotisants ne se situant pas à la limite Empiètement (dollars nominaux)(figurant comme en-tête de colonne).
  Empiètement (dollars nominaux)
3 000 0,3774
3 100 0,3445
3 200 0,5430
3 300 0,3534
3 400 0,4093
3 500 0,3554
3 600 0,4051
3 700 0,3478
3 800 0,3412
3 900 0,3335
4 000 0,3632
4 100 0,3746
4 200 0,3859
4 300 0,4145
4 400 0,4335
4 500 0,5060
4 600 0,4739
4 700 0,4712
4 800 0,4569
4 900 0,4539
5 000 0,4434
5 100 0,4673
5 200 0,4640
5 300 0,5043
5 400 0,5016
5 500 0,5052
5 600 0,5182
5 700 0,5150
5 800 0,5398
5 900 0,5345
6 000 0,5431
6 100 0,5520
6 200 0,5483
6 300 0,5841
6 400 0,5567
6 500 0,5558
6 600 0,5386
6 700 0,5450
6 800 0,5416
6 900 0,5514
7 000 0,5190
7 100 0,5285
7 200 0,5463
7 300 0,5512
7 400 0,5692
7 500 0,5563
7 600 0,5752
7 700 0,5748
7 800 0,5532
7 900 0,5502
8 000 0,5373
8 100 0,5323
8 200 0,5355
8 300 0,5318
8 400 0,5312
8 500 0,5437
8 600 0,5221
8 700 0,5078
8 800 0,5060
8 900 0,5027
9 000 0,4997

6.3.3 Ordre polynomial

Dans le tableau 8, on analyse comment les principaux résultats dépendent du choix de l’ordre polynomial utilisé pour la variable du revenu d’emploi. Cette analyse aide à contrôler la possibilité que les résultats soient biaisés par inadvertance, d’une façon ou d’une autre, si l’épargne personnelle est une fonction non linéaire naturelle des gains. Les résultats montrent tout d’abord que l’effet de la coordination sur les cotisations à un RPA ne dépend pas de l’utilisation d’une spécification linéaire, quadratique ou cubique. Dans ces trois cas, les cotisations augmentent d’environ 2,2 % à 2,5 % des gains supérieurs au seuil du MGAP, ce qui est conforme aux résultats de base.

Toutefois, le tableau montre aussi que la réaction d’empiètement sur les REER se rapproche de zéro lorsque des polynômes d’ordre plus élevé sont utilisés. Même si les tests de spécification de modèle laissent supposer que l’on devrait accorder la préférence à la régression linéaire (voir les notes du tableau), ces résultats jettent un doute sur la validité des résultats de base de deuxième degré. Cette préoccupation est prise en compte dans la partie B, en répétant l’analyse, mais en élargissant la taille de la largeur de bande à 9 000 $. Ce prolongement tient compte du fait que l’estimation conjointe d’une fonction polynomiale des gains et un coude peuvent être tout simplement trop exigeants pour les données de la largeur de bande plus étroite. Ces résultats appuient le résultat de base selon lequel les cotisations à un REER réagissent de façon significative au seuil du MGAP. En outre, toutes les estimations qui semblent significatives dans la partie A ne changent pas lorsque la largeur de bande augmente, et les tests de spécification de modèle continuent de montrer que la régression linéaire a la préférence.

Tableau 8
Test de sensibilité à un ordre polynomial pour les cotisants ne se situant pas à la limite
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Test de sensibilité à un ordre polynomial pour les cotisants ne se situant pas à la limite Cotisations totales à un RPA, Cotisations à un REER, Empiètement, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3, Colonne 4, Colonne 5 et Colonne 6, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Cotisations totales à un RPA Cotisations à un REER Empiètement
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4 Colonne 5 Colonne 6
coefficient erreur type coefficient erreur type coefficient erreur type
Partie A : Largeur de bande = 6 000 $  
Linéaire 0,025Note ** 0,002 -0,014Note ** 0,003 0,550Note ** 0,103
Quadratique 0,022Note ** 0,006 -0,001 0,009 0,045 0,427
Cubique 0,022Note ** 0,006 0,000 0,009 0,011 0,429
Partie B : Largeur de bande = 9 000 $  
Linéaire 0,026Note ** 0,001 -0,013Note ** 0,002 0,505Note ** 0,060
Quadratique 0,021Note ** 0,004 -0,013Note * 0,005 0,633Note * 0,266
Cubique 0,021Note ** 0,004 -0,013Note * 0,005 0,637Note * 0,263

6.4 Contrôle de l’épargne autre que pour la retraite

Les REER sont considérés comme un outil d’épargne pour la retraite, comme leur nom l’indique, mais les règlements fiscaux ne restreignent pas de façon explicite le moment de la distribution. Même si les retraits sont sujets aux impôts habituels sur le revenu, il n’y a pas de critère de difficulté financière ou de sanction explicite lorsquep l’on accède à ces fonds avant l’âge de la retraite. Par contre, les cotisations à un RPA sont immobilisées habituellement après quelques années consécutives de service ou d’adhésion au régime, et les comptes de retraite individuels (CRI) aux États-Unis imposent une pénalité de 10 % pour les retraits précoces. Mawani et Paquette (2011) montrent que les REER peuvent être couramment utilisés à titre d’épargne préventive et de lissage du revenu, outre l’objectif visé d’épargne pour la retraite. Par ailleurs, le Régime d’accession à la propriété (RAP) et le Régime d’encouragement à l’éducation permanente sont des régimes qui permettent aux personnes d’emprunter directement dans leurs REER, sans pénalité, pour financer l’achat d’une première maison ou des études postsecondaires, respectivement. Les cotisations aux REER peuvent par conséquent représenter la somme de l’épargne à des fins de retraite, de logement, d’éducation et à des fins préventives. Cette situation nous amène à nous demander si la substituabilité des RPA et des REER varie entre les travailleurs qui utilisent les REER pour ces raisons différentes.

On tire parti de la composante longitudinale des données pour répondre à cette question. Le graphique 3 montre comment les estimations de l’empiètement varient selon que l’on observe ou non les personnes : 1) effectuant des retraits de leur REER; et 2) en défaut de remboursement dans le cadre du RAP. Même s’il n’est pas possible de déterminer à partir des données comment on a l’intention d’utiliser les cotisations aux REER, le conditionnement sur le comportement futur de cette façon donne un aperçu de la façon dont les cotisations sont utilisées dans les faits. Toutefois, les résultats montrent que l’empiètement est relativement homogène parmi les épargnants qui utilisent leurs REER différemment dans les faits.

Graphique 3 Estimations du plan de régression coudé de l'empiètement pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon le type d'utilisateurs des REER

Description du graphique 3

Le titre du graphique est « Graphique 3 Estimations du plan de régression coudé de l'empiètement pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon le type d'utilisateurs des REER ».
Ceci est un graphique à colonnes groupées.
Il y a au total 4 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical débute à 0 et se termine à 0,7 avec des mesures à tous les 0,1 points.
Il y a 1 séries dans ce graphique.
L'axe vertical s'intitule « Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) ».
L'axe horizontal s'intitule « Type d'épargnant dans un REER ».
Le titre de la série 1 est « Effet négatif ».
La valeur minimale est 0,474 et ceci correspond à « A déjà fait un retrait Non ».
La valeur maximale est 0,608 et ceci correspond à « A déjà été en défaut de remboursement du RAP Oui ».

Tableau de données pour le graphique 3
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Graphique 3 Estimations du plan de régression coudé de l'empiètement pour les cotisants ne se situant pas à la limite Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) et p-values(figurant comme en-tête de colonne).
  Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) valeur p
A déjà fait un retrait Oui 0,585 0,000
A déjà fait un retrait Non 0,474 0,001
A déjà été en défaut de remboursement du RAP Oui 0,608 0,000
A déjà été en défaut de remboursement du RAP Non 0,509 0,000

Le tableau 9 prolonge l’analyse pour plusieurs dimensions. Tout d’abord, dans le tableau, on reconnaît que les REER n’empêchent pas ou ne découragent pas les retraits précoces. Ce faisant, on montre comment l’estimation de l’empiètement varie lorsque l’on utilise les cotisations nettes à un REER (définies comme les cotisations moins les retraits) comme variable dépendante dans l’équation 2, l’échantillon ayant été élargi pour inclure les personnes qui désépargnent (colonne 1). Les résultats montrent que le contrôle des retraits n’influence pas de façon significative les résultats de base. Au total, les incitatifs à épargner dans les REER autres que la retraite n’ont pas de répercussions sur la mesure dans laquelle cette épargne réagit aux changements exogènes dans les cotisations aux RPA.

La prochaine étape consiste à examiner comment les résultats changent lorsque l’épargne imposable est contrôlée. Une limite de la DAL est qu’elle ne fournit pas de renseignements directs sur l’épargne dans des comptes imposables, étant donné que ces renseignements ne figurent pas dans les formulaires d’impôt des particuliers. Les variables des revenus de placement et des gains en capital servent d’approximation à cet égard. Les colonnes qui restent dans le tableau 9 montrent qu’il n’y a pas d’effet discernable sur l’épargne imposable d’un changement dans les cotisations à un RPA. Dans l’ensemble, les résultats de base ne sont pas sensibles au contrôle de cette forme d’épargne (colonne 2), étant donné que l’ampleur de la réaction au chapitre des revenus de placement et des gains en capital au seuil du MGAP est négligeable (colonne 3). Ces résultats ne changent pas si les variables des revenus de placement ou des gains en capital sont utilisées séparément.

Tableau 9
Estimations du plan de régression coudé pour l'empiètement dans le cas des cotisants ne se situant pas à la limite, comptes de désépargne et comptes imposables
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Estimations du plan de régression coudé pour l'empiètement dans le cas des cotisants ne se situant pas à la limite Cotisations totales à un RPA, Épargnes de deuxième degré, Empiètement, Colonne 1, Colonne 2, Colonne 3, Colonne 4, Colonne 5 et Colonne 6, calculées selon coefficient et erreur type unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Cotisations totales à un RPA Épargnes de deuxième degré Empiètement
Colonne 1 Colonne 2 Colonne 3 Colonne 4 Colonne 5 Colonne 6
coefficient erreur type coefficient erreur type coefficient erreur type
Épargne nette dans un REER 0,025Note ** 0,001 -0,012Note ** 0,003 0,476Note ** 0,102
Épargne imposable + épargne nette dans un REER 0,025Note ** 0,001 -0,012Note ** 0,003 0,472Note ** 0,118
Épargne nette imposable 0,025Note ** 0,001 0,000 0,001 0,004 0,047

Il y a plusieurs explications pour l’absence de réaction de l’épargne imposable. Tout d’abord, comme le montre le tableau 2, les revenus de placement et les gains en capital annuels moyens sont relativement faibles pour les adhérents à un RPA, ce qui peut compliquer la tâche des personnes qui veulent procéder à des rajustements selon cette marge. En deuxième lieu, ces régimes peuvent être des substituts imparfaits en raison des dispositions d’immobilisations des RPA, particulièrement lorsque l’épargne imposable est principalement destinée à des fins autres que la retraite. Enfin, il se peut que les épargnants considèrent simplement les RPA et les régimes imposables comme non fongibles, que ce soit en raison de leur traitement fiscal différent ou pour d’autres raisons de comptabilité mentale.

6.5 Réactions hétérogènes

Même si on a déterminé qu’en moyenne les REER se substituaient partiellement aux RPA, le parrainage par l’employeur peut encore aider certaines personnes plus que d’autres à relever le défi difficile que présente la préparation à la retraite. Ce problème est abordé en vérifiant les réactions d’empiètement hétérogènes pour plusieurs dimensions dont on s’attend qu’elles fassent une différence pour l’épargne à long terme.

Le graphique 4 montre comment l’empiètement diffère selon le groupe d’âge. Selon les résultats, la mesure dans laquelle un changement exogène dans les cotisations aux RPA se traduit par une épargne totale plus élevée est la plus importante pour les travailleurs plus jeunes, soit ceux de 25 à 34 ans, à environ 60 cents par dollar (nonobstant les travailleurs plus âgés, c’est-à-dire ceux de 55 ans et plus, même si un effet de choix de la retraite peut avoir aussi des répercussions sur ce résultat). Ces résultats peuvent laisser supposer que le parrainage par l’employeur joue un rôle plus grand pour les ménages plus jeunes en les aidant à épargner davantage pour la retraite plus tôt dans la vie. Par contre, la réaction d’empiètement plus importante pour les personnes de 45 à 54 ans n’est pas surprenante, parce que les deux régimes peuvent devenir davantage fongibles plus on se rapproche de la retraite, étant donné que les cotisations à un RPA ne seraient plus immobilisées aussi longtemps. Le fait que l’empiètement a tendance à augmenter avec l’âge peut aussi laisser supposer un effet d’apprentissage graduel.

Puis, on examine la façon dont les résultats varient selon les personnes, en fonction de leurs limites de déduction fiscale. Comme il est indiqué précédemment, les limites de déduction individuelle des REER et du FE sont déterminées par le moindre de 18 % du revenu et un maximum réglementé (22 000 $ en 2010), mais les droits non utilisés se reportent aussi indéfiniment depuis 1991. Une fois contrôlés l’âge, le revenu et d’autres caractéristiques, cela signifie que les limites des particuliers peuvent être interprétées dans une certaine mesure comme un « instantané» de leurs antécédents d’épargne dans des comptes déductibles d’impôt par rapport à leurs gains antérieurs. Le graphique 5 montre comment l’estimation coudée de premier degré du RPA, ainsi que l’empiètement en découlant, varient en conditionnant des droits de cotisation non utilisés à des REER de plus en plus élevés. Les résultats montrent, tout d’abord, que l’effet de coordination sur les cotisations aux RPA est robuste du point de vue de la pertinence économique et de la signification statistique (au niveau de 1 % pour chaque régression). Toutefois, la réaction de deuxième degré tend vers zéro, étant donné que l’analyse est progressivement conditionnelle à des droits de cotisation non utilisés à un REER plus élevés. Les cotisations à un RPA semblent faire augmenter l’épargne totale davantage pour les personnes qui ont des antécédents moins bien établis d’épargne dans des régimes déductibles d’impôt. Cette constatation peut impliquer, sans surprise, que les comptes en milieu de travail font davantage de différences pour les personnes qui, autrement, ne planifieraient pas autant pour leur retraite.

Graphique 4 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon le groupe d'âge

Description du graphique 4

Le titre du graphique est « Graphique 4 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon le groupe d'âge ».
Ceci est un graphique à colonnes groupées.
Il y a au total 4 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical débute à 0 et se termine à 0,8 avec des mesures à tous les 0,1 points.
Il y a 1 séries dans ce graphique.
L'axe vertical s'intitule « Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) ».
L'axe horizontal s'intitule « Groupe d'âge ».
Le titre de la série 1 est « Effet négatif ».
La valeur minimale est 0,352 et ceci correspond à « 55 ans et plus ».
La valeur maximale est 0,712 et ceci correspond à « 45 à 54 ans ».

Tableau de données pour le graphique 4
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Graphique 4 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) et p-values(figurant comme en-tête de colonne).
  Empiètement (dollars par 1 $ dans un RPA) valeur p
25 à 34 ans 0,379 0,020
35 à 44 ans 0,466 0,001
45 à 54 ans 0,712 0,000
55 ans et plus 0,352 0,474

Graphique 5 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon les droits de cotisation non utilisés à un REER

Description du graphique 5

Le titre du graphique est « Graphique 5 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon les droits de cotisation non utilisés à un REER ».
Ceci est un graphique linéaire simple.
Il y a au total 22 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical principal débute à 0 et se termine à 0,035 avec des mesures à tous les 0,005 points. L'axe vertical secondaire débute à 0 et se termine à 1,2 avec des mesures à tous les 0,2 points.
Il y a 2 séries dans ce graphique.
L'axe horizontal s'intitule « Droits de cotisation non utilisés à un REER (dollars nominaux) ».
Le titre de la série 1 est « Premier degré ».
L'axe vertical s'intitule « Coude de premier degré (dollars nominaux) ».
La valeur minimale est 0,0147 et ceci correspond à « > 20,000 ».
La valeur maximale est 0,0303 et ceci correspond à « = 0 ».
Le titre de la série 2 est « Empiètement ».
L'axe vertical s'intitule « Empiètement (dollars par dollar dans un RPA) ».
La valeur minimale est 0,1139 et ceci correspond à « > 20,000 ».
La valeur maximale est 1,0205 et ceci correspond à « = 0 ».

Tableau de données pour le graphique 5
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Graphique 5 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite Premier degré et Empiètement, calculées selon Coude de premier degré (dollars nominaux) et Empiètement (dollars par dollar dans un RPA) unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
  Premier degré Empiètement
Coude de premier degré (dollars nominaux) Empiètement (dollars par dollar dans un RPA)
= 0 0,0303 1,0205
> 0 0,0255 0,5431
> 1,000 0,0247 0,5355
> 2,000 0,0249 0,5538
> 3,000 0,0246 0,5144
> 4,000 0,0241 0,4905
> 5,000 0,0237 0,4731
> 6,000 0,0235 0,4515
> 7,000 0,0227 0,4277
> 8,000 0,0223 0,4089
> 9,000 0,0211 0,4487
> 10,000 0,0209 0,3878
> 11,000 0,0206 0,3115
> 12,000 0,0203 0,2991
> 13,000 0,0192 0,3163
> 14,000 0,0180 0,2779
> 15,000 0,0177 0,2657
> 16,000 0,0177 0,2414
> 17,000 0,0169 0,2179
> 18,000 0,0166 0,1818
> 19,000 0,0154 0,1251
> 20,000 0,0147 0,1139

Le graphique 6 corrobore ce résultat en présentant des données pour des personnes, conditionnelles aux antécédents différents observés d’épargne dans des REER. Les résultats montrent que l’empiètement est seulement détecté chez les personnes qui ont une expérience antérieure de l’utilisation de tels régimes. Il se peut que ce résultat se produise en raison d’un effet d’apprentissage graduel ou parce que les personnes qui épargnent le moins ont aussi tendance à réagir le moins rationnellement aux changements exogènes qui touchent l’épargne. Ensemble les résultats pourraient être interprétés comme laissant supposer que le parrainage par l’employeur et d’autres formes d’épargne automatique jouent un rôle important pour aider les groupes plus vulnérables à épargner pour leur retraite.

Graphique 6 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon les antécédents d'épargne dans des REER

Description du graphique 6

Le titre du graphique est « Graphique 6 Estimations du plan de régression coudée de l'effet négatif pour les cotisants ne se situant pas à la limite, selon les antécédents d'épargne dans des REER ».
Ceci est un graphique à colonnes groupées.
Il y a au total 4 catégories sur l'axe horizontal. L'axe vertical débute à 0 et se termine à 0,8 avec des mesures à tous les 0,1 points.
Il y a 1 séries dans ce graphique.
L'axe vertical s'intitule « Empiètement (dollars par 1 $ dans des RPA) ».
L'axe horizontal s'intitule « Antécédent d'épargne dans des REER ».
Le titre de la série 1 est « Effet négatif ».
La valeur minimale est 0,115 et ceci correspond à « A déjà cotisé par le passé Non ».
La valeur maximale est 0,667 et ceci correspond à « A cotisé l'an dernier Oui ».

Tableau de données pour le graphique 6
Sommaire du tableau
  Empiètement (dollars par 1 $ dans des RPA) valeur p
A cotisé l'an dernier Oui 0,667 0,000
A cotisé l'an dernier Non 0,138 0,448
A déjà cotisé par le passé Oui 0,598 0,000
A déjà cotisé par le passé Non 0,115 0,664

7 Conclusion

Le présent document fournit de nouvelles preuves de l’effet des régimes de retraite en milieu de travail sur d’autres formes d’épargne privée. Même si cette question a suscité beaucoup de recherches par le passé, et principalement en ce qui a trait à la croissance des 401(k) aux États-Unis, le débat demeure non résolu en raison pour une large part des limites dans les données et les plans de recherche appropriés (Bernheim, 2002). Ces préoccupations ont été abordées en exploitant une caractéristique unique des régimes de retraite en milieu de travail au Canada, afin de déterminer de façon causale leur effet sur d’autres comportements en matière d’épargne. De façon plus particulière, la plupart des régimes comportent des formules de cotisation coordonnées avec le barème des taux de cotisation du Régime de pensions du Canada (RPC) ou du Régime de rentes du Québec (RRQ), ce qui fait que les taux d’épargne marginale des personnes dans des régimes de pension agréés (RPA) ont tendance à augmenter de façon exogène lorsque les gains dépassent un seuil déterminé au préalable. On a eu recours à un plan de régression coudé pour estimer conjointement l’effet de la coordination sur les cotisations aux régimes de retraite en milieu de travail et l’effet de déplacement en résultant sur d’autres épargnes.

Les résultats ont montré que, tout d’abord, les cotisations au RPC ou au RRQ ont des répercussions sur la générosité des employeurs en ce qui a trait aux cotisations à un RPA, à raison d’un dollar pour un dollar. Il est important de noter, toutefois, que cette constatation correspond à une réaction estimée localement sur une période de 20 ans, les changements dans le taux de cotisation au RPC ou au RRQ pouvant ne pas entraîner une réaction aussi sensible, particulièrement à court terme. Néanmoins, la mesure dans laquelle la caractéristique de coordination des RPA semble influencer l’épargne privée peut éclairer le débat concernant l’orientation future du RPC ou du RRQ. En deuxième lieu, les résultats ont montré que, au total, les cotisations à un RPA déplacent partiellement l’épargne dans des régimes enregistrés d’épargne-retraite (REER), même si on n’a pas trouvé d’effet similaire pour l’épargne imposable, dont rendent compte les revenus de placement et les gains en capital. Dans le cas des travailleurs qui épargnent strictement moins que leurs limites de cotisation, les cotisations à un REER diminuent d’environ 50 cents par dollar d’augmentation de l’épargne dans un RPA. Cette constatation est peut-être conforme aux attentes rationnelles, mais elle peut aussi signifier que l’épargne ouvrant droit à une aide de l’employeur joue un rôle, compte tenu que les estimations montrent qu’une fraction importante continue de se traduire par une plus grande accumulation d’actifs. La réaction semble aussi beaucoup plus faible pour les travailleurs qui ont des antécédents moins bien établis d’épargne dans des comptes de retraite. Cette constatation est conforme aux recherches antérieures, qui montrent que l’épargne automatique joue un rôle important pour aider les groupes plus vulnérables à épargner pour leur retraite (Chetty et coll., 2014).

Toutefois, plusieurs questions dignes de mention demeurent non résolues. Tout d’abord, même si le présent document a fait ressortir une réaction d’empiètement pour les travailleurs dont la rémunération se rapproche du salaire moyen par activité économique, la mesure dans laquelle ces résultats peuvent être généralisés à l’ensemble de la population des déclarants fiscaux n’est pas claire. En deuxième lieu, comme il est mentionné précédemment, seulement la moitié environ des adhérents à un RPA semblent aussi épargner dans des REER. Même si on ne sait pas si l’autre moitié réagit aussi selon d’autres marges non observées (p. ex. accumulation de biens immobiliers, consommation de biens durables), la modification du taux d’épargne automatique peut améliorer de façon significative les résultats au chapitre de l’épargne d’un groupe important de travailleurs. Enfin, on ne sait pas clairement si les réactions hétérogènes découlent de différences sous-jacentes dans les préférences rationnelles des travailleurs au chapitre de l’épargne, ou d’une toute autre raison. Une somme croissante de recherches en économie comportementale a permis de déterminer que de nombreux travailleurs en savent très peu au sujet des détails de leurs régimes de retraite (Mitchell, 1988; Luchak et Gunderson, 2000), se comportent de façon myope (Laibson, 1997), et sont facilement influencés par les simples caractéristiques de leurs régimes (Madrian et Shea, 2001; Choi et coll., 2004). La mesure dans laquelle les régimes d’épargne affectent les personnes différemment, selon les capacités cognitives de ces dernières à reconnaître et à comprendre ces régimes, ainsi qu’à y réagir, représente une orientation prometteuse pour les recherches à venir.

Bibliographie

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