Détermination et prévision du
taux d’activité au Québec
Une analyse par la méthode des cohortes
novembre 2012
(Version Pré...
Une analyse par la
ii méthode des cohortes
TABLE DES MATIÈRES
INTRODUCTION...................................................
Une analyse par la
2 méthode des cohortes
INTRODUCTION
À l’instar du Canada et de beaucoup d’autres pays industrialisés, l...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 3
En ce qui concerne les personnes de la tranche d’âge des 65 ans ...
Une analyse par la
4 méthode des cohortes
celles liées à la richesse dans la détermination du profil de taux d’activité. C...
Une analyse par la
4 méthode des cohortes
GRAPHIQUE 2
Taux d'activité global des 15 ans et plus
(en pourcentage)
Un autre ...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 5
Ce contraste entre le taux d’activité des hommes et des femmes s...
Une analyse par la
6 méthode des cohortes
de la bulle immobilière aux États-Unis et qui a entrainé l’effondrement des
prin...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 7
GRAPHIQUE 6
Taux d'activité des Femmes de 15 ans et plus
(en pou...
Une analyse par la
8 méthode des cohortes
o En tenant le même exercice pour les hommes, on constate que le taux
d’activité...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 9
Notre base de données se compose des taux d’activité annuels sel...
Une analyse par la
10 méthode des cohortes
du travail. Par contre un indice d’une valeur inférieure à 100 est un signal po...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 11
GRAPHIQUE 9
Indice de prix logement/IPC
(Tendance obtenue à l’a...
Une analyse par la
12 méthode des cohortes
des taux d’intérêt nominaux. Le taux réel de rendement des actifs financiers es...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 13
 L’effet cohorte
Le graphique 8 ci-dessous montre la courbe de...
Une analyse par la
14 méthode des cohortes
GRAPHIQUE 11
Indice des effets-fixes des cohortes relatifs à la cohorte née en ...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 15
 Impact du taux de fécondité
La chute du taux de fécondité des...
Une analyse par la
16 méthode des cohortes
D’une manière générale, l’accroissement du taux d’activité global observé sur l...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 17
3. PROJECTION DU TAUX D’ACTIVITÉ SUR LA PÉRIODE
2007-2031
En vu...
Une analyse par la
18 méthode des cohortes
GRAPHIQUE 12
Québec – Projection du taux d'activité global des 15-64 ans
(en po...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 19
GRAPHIQUE 13
Québec – Projection du taux d'activité global des ...
Une analyse par la
20 méthode des cohortes
pourraient rendre les conditions de travail plus souples ou modifier la
structu...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 21
CONCLUSION
Dans le présent article, nous avons utilisé la métho...
Une analyse par la
22 méthode des cohortes
TABLEAU 2
Contribution des trois facteurs au taux d’activité global des 15-64 a...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 23
Taux d'activité des femmes
Linear regression Number of obs = 13...
Une analyse par la
24 méthode des cohortes
fc1922 | -.5070214 .1735412 -2.92 0.004 -.8474954 -.1665474
fc1923 | -.4920208 ...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 25
fc1978 | .093221 .1346799 0.69 0.489 -.1710101 .3574522
fc1979 ...
Une analyse par la
26 méthode des cohortes
Taux d'activité des hommmes
Linear regression Number of obs = 1317
F(108, 1208)...
Détermination et prévision du taux
d’activité au Québec 27
hc1922 | 3.384152 .5925475 5.71 0.000 2.221616 4.546689
hc1923 ...
Une analyse par la
28 méthode des cohortes
hc1978 | 3.681525 .6670288 5.52 0.000 2.372862 4.990189
hc1979 | 3.676471 .6651...
Prochain SlideShare
Chargement dans…5
×

Prévision du taux d'activité au Québec_vnov2012

125 vues

Publié le

0 commentaire
0 j’aime
Statistiques
Remarques
  • Soyez le premier à commenter

  • Soyez le premier à aimer ceci

Aucun téléchargement
Vues
Nombre de vues
125
Sur SlideShare
0
Issues des intégrations
0
Intégrations
3
Actions
Partages
0
Téléchargements
1
Commentaires
0
J’aime
0
Intégrations 0
Aucune incorporation

Aucune remarque pour cette diapositive

Prévision du taux d'activité au Québec_vnov2012

  1. 1. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec Une analyse par la méthode des cohortes novembre 2012 (Version Préliminaire) Direction de la recherche, de la modélisation et de l’analyse d’impacts Par Jean-José Padou
  2. 2. Une analyse par la ii méthode des cohortes TABLE DES MATIÈRES INTRODUCTION............................................................................ 2 FAITS SAILLANTS......................................................................... 4 1. MODELISATION DU TAUX D’ACTIVITE SELON LA METHODE DE COHORTES .......................................................................... 8 2. RESULTATS .......................................................................12 3. PROJECTION DU TAUX D’ACTIVITE SUR LA PERIODE 2007-2031....................................................................17 4. RISQUES ASSOCIES AU SCENARIO DE PROJECTION ..................19 CONCLUSION ............................................................................21
  3. 3. Une analyse par la 2 méthode des cohortes INTRODUCTION À l’instar du Canada et de beaucoup d’autres pays industrialisés, le Québec connait une transition démographique qui influera sur de nombreux aspects du paysage socio-économique de la province. Ces changements qui affectent et continueront d’affecter la population active pourraient avoir des répercussions significatives sur le marché du travail, sur le potentiel de croissance économique, et sur certaines composantes de la politique fiscale du gouvernement québécois. Au cours des prochaines années, les membres les plus âgés de la génération des baby-boomers (les personnes nées entre 1946 et 1964) atteindront l’âge moyen de la retraite au Québec. La génération du baby-boom a eu une incidence considérable sur la composition démographique du Québec durant les 4 dernières décennies, et les projections démographiques nous indiquent qu’il en sera encore ainsi pendant les 40 prochaines années. Que ce soit au Québec ou dans le reste du Canada, l’arrivée des baby-boomers sur le marché du travail dans les années 1960 et 1970 avait conduit à un accroissement sensible de la proportion de la population des 15 à 64 ans par rapport à l’ensemble de la population active jusque vers la fin des années 1980. Cette proportion s’est ensuite stabilisée à partir de 1990, mais diverses études sur le sujet prévoient qu’elle devrait commencer à diminuer au cours des prochaines années. Par ailleurs, le nombre de jeunes entrants sur le marché du travail plafonne et pourrait diminuer dans l’avenir en raison de la faible fécondité observée ces dernières décennies au Québec, en même temps que l’on prévoit un quasi-doublement du taux des personnes âgées de 65 ans et plus par rapport à la population des 15 ans et plus d’ici ‘horizon 2031. En effet, le taux d’activité agrégé (des 15-64 ans ou des 15 ans et plus) s’obtient par sommation des taux d’activité de chacun des sous-groupes ou tranches d’âge composant la population active, pondéré par le poids démographique de ce sous- groupe ou tranche d’âge dans la population active. Ce qui fait que si le poids démographique d’un sous-groupe ou d’une tranche d’âge qui a un faible taux de participation au marché du travail augmente, il s’ensuit une pression à la baisse sur le taux d’activité agrégé, toutes choses étant égales par ailleurs. Or le scénario fort de la prévision démographique du Québec pour 2009 par l’ISQ, montre que la part de la population québécoise âgée de 55 ans et plus dans la population totale des 15 ans et plus va passer de 30,4% en 2008 à 41,2% en 2030 pour les hommes et de 34,7% en 2008 à 44% en 2030 pour les femmes. Sur la même période la proportion des personnes de la tranche d’âge de 65 ans et plus dans la population des 15 ans et plus va passer de 17% en 2006 à environ % 30% en 2030. Les 2 sous-groupes démographiques des 55 ans et plus et des 65 ans et plus sont généralement caractérisés dans le passé par un taux d’activité faible. A titre d’exemple, en 2004, le taux d’activité des hommes de 55 ans et plus était de 35,7% au Québec contre 39,4% en Ontario et 38,4% dans l’ensemble du Canada. Les femmes québécoises de cette tranche avaient un taux d’activité de 20,2% contre 25,2% pour les ontariennes et 23,8% pour l’ensemble des canadiennes.
  4. 4. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 3 En ce qui concerne les personnes de la tranche d’âge des 65 ans et plus, en 2008 on a enregistré au Québec des taux d’activité de 9,8% et 5% respectivement pour les hommes et les femmes, contre 14,5% et 7,9% en Ontario et 14,2% et 6,8% pour l’ensemble du Canada. GRAPHIQUE 1 Composition démographique au Québec (Projection selon Scénario fort (E) de l'ISQ - en pourcentage de la population des 15 ans et plus) Ces différents facteurs vont, sans nul doute exercer une importante pression à la baisse sur le taux d’activité des personnes âgées de 15 ans et plus dans la province. Une telle diminution laisse supposer qu’il y aura moins de travailleurs dans l’avenir pour répondre à la demande de biens et services venant de la population en général. Il en résultera une pression à la baisse sur le rythme de croissance du facteur travail et un ralentissement de la croissance de la production nationale, en l’absence d’une augmentation notable de la productivité multifactorielle. Cette situation explique l’intérêt pour la recherche de politiques publiques susceptibles de stimuler la participation au marché du travail. Au Québec, on peut observer d’importantes différences entre les taux d’activité de la population selon les sexes ou les tranches d’âge. Ces différences suggèrent qu’il existe encore une certaine marge de manœuvre pour des reformes de politique économique visant ces divers groupes démographiques. L’objet de la présente étude est d’analyser l’influence de divers facteurs sur l’évolution du taux d’activité global au Québec à l’aide du modèle des cohortes. La spécification de ce modèle va nous permettre d’identifier l’impact des facteurs structurels et cycliques en plus de l’influence des variables démographiques et de 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 1976 1982 1988 1994 2000 2006 2012 2018 2024 2030 pop1564 pop65+
  5. 5. Une analyse par la 4 méthode des cohortes celles liées à la richesse dans la détermination du profil de taux d’activité. Ce cadre devrait nous aider à projeter le profil futur du taux d’activité global. Le reste de l’étude se présente comme suit : après un exposé des faits saillants ayant marqué l’évolution du taux d’activité au Québec dans la section 2, nous allons décrire les données et le modèle qui est utilisé pour estimer le taux d’activité tendanciel dans la section 3. La section 4 quant à elle présente les résultats de notre estimation. Dans la section 5, nous procédons à l’estimation et à la projection du taux d’activité tendanciel jusqu’à l’année 2031. Les risques liés à notre scénario de projection sont revus dans la section 6. La section 7 conclut l’étude. FAITS SAILLANTS À l’exemple de la province de l’Ontario et du reste du Canada, le taux d’activité de la population québécoise a fluctué considérablement au cours des 30 dernières années, s’inscrivant en hausse durant les périodes d’expansion économique et en baisse durant les périodes de récession. Son évolution a toutefois été marquée par une tendance générale à la hausse. En effet sur la période de 1976 à 2006, le taux d’activité global des personnes âgées de 15 ans et plus, tous sexes confondus, s’est accru de 6,7 points de pourcentage passant de 58,8% en 1976 à 65,5% en 2006. Entre 1976 et la fin des années 1980, le taux d’activité global a progressé régulièrement passant de 58,8% en 1976 à 64,2% en 1990. Il a connu un léger repli de 0,1 point de pourcentage entre 1991 et 2001. Il est passé de 63,6% en 1991 à 63,5% en 2001. Depuis 2002, le taux d’activité global est reparti à la hausse atteignant 65,7% en 2007.
  6. 6. Une analyse par la 4 méthode des cohortes GRAPHIQUE 2 Taux d'activité global des 15 ans et plus (en pourcentage) Un autre important aspect du marché du travail au Québec concerne l’accroissement continu du taux d’activité des femmes. En effet, le taux d’activité des femmes âgées de 15 ans et plus est passé de 41.1% en 1976 à 60.1% en 2006, ce qui représente un gain de 19 points de pourcentage, alors que sur la même période le taux d’activité des hommes a, quant à lui, affiché une baisse de 5.6 points de pourcentage, chutant de 76.7% en 1976 à 71.1% en 2006. GRAPHIQUE 3 Québec - Taux d'activité des 15 ans et plus (en pourcentage) 52 54 56 58 60 62 64 66 68 70 72 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 Québec Ontario Canada 35 40 45 50 55 60 65 70 75 80 1976 1980 1984 1988 1992 1996 2000 2004 2 sexes Femmes Hommes
  7. 7. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 5 Ce contraste entre le taux d’activité des hommes et des femmes se retrouve également au niveau des différentes tranches d’âge. Le changement le plus notable est celui observé au niveau des travailleurs dans la primeur de l’âge, c’est-à-dire ceux âgés de 25 à 54 ans. Le taux d’activité des femmes de cette tranche d’âge a connu un accroissement spectaculaire puisqu’il a presque doublé sur la période 1976-2006, passant de 45.9% en 1976 à 83.2% en 2006, tandis que sur la même période, les hommes de cette tranche d’âge ont enregistré une baisse de leur taux d’activité d’environ 3 points de pourcentage. GRAPHIQUE 4 Québec - Taux d'activité global des 25-54 ans (en pourcentage) Pour les autres tranches d’âge, c’est-à-dire les 55 ans et plus, le contraste semble néanmoins moins tranché. La tendance a été à la baisse pour le taux d’activité tant des hommes que des femmes, quand bien même la baisse a été plus prononcée pour les hommes. Toutefois, depuis 2001, cette tendance à la baisse pour le taux d’activité tant des hommes que des femmes de 55 ans et plus s’est inversée. Certaines études attribuent la hausse du taux d’activité observée chez les 55 ans et plus depuis 2001 à l’effet de l’éclatement de la bulle informatique aux États- Unis en 2001 et de la récession économique qui s’en est suivie. En effet, la chute du marché boursier qui a résulté de cette récession a fait baisser la valeur des actifs financiers détenus par la plupart des travailleurs âgés de 55 ans et plus au titre de l’épargne pour la retraite. Cette situation a ainsi obligé cette catégorie de la population à revenir (pour ceux ayant opté pour une retraite anticipée) ou à rester plus longtemps sur le marché du travail afin d’essayer de reconstituer le montant de leur épargne perdue. Il apparait à l’heure actuelle difficile de prédire si cette nouvelle tendance est un phénomène temporaire ou si elle va se prolonger dans le futur. Toutefois, on pourrait penser que la crise financière et économique actuelle née de l’éclatement 35 45 55 65 75 85 95 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 Hommes Femmes
  8. 8. Une analyse par la 6 méthode des cohortes de la bulle immobilière aux États-Unis et qui a entrainé l’effondrement des principaux marchés boursiers des pays de l’OCDE dont le Canada devrait déprimer la valeur des actifs financiers et pourrait contribuer à la poursuite de la tendance à la hausse du taux d’activité des 55 ans et plus au Québec. GRAPHIQUE 5 Québec - Taux d'activité global des 55 ans et plus (en pourcentage) Le phénomène de l’accroissement du taux d’activité des femmes n’est pas unique au Québec. En effet, plusieurs études ont montré que les taux d’activité des femmes de 15 ans et plus au Canada et dans beaucoup de pays industrialisés ont connu des tendances similaires à celui des femmes du Québec sur la période 1976-2006. 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 1976 1978 1980 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 Hommes Femmes
  9. 9. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 7 GRAPHIQUE 6 Taux d'activité des Femmes de 15 ans et plus (en pourcentage) Au niveau du Canada, les études empiriques de Marie-France Paquet, Timothy C. Sargent & Steven James (2000), Paul Beaudry & Thomas Lemieux (1999), Russell Barnett (2007) ont montré que la croissance du facteur travail dans l’économie canadienne peut être attribuée en partie à l’augmentation de la population en âge de travailler, mais surtout à une participation accrue des femmes au marché du travail. Ces auteurs attribuent le changement générationnel dans le comportement du taux d’activité des femmes à l’effet cohorte. Le concept de cohorte désigne l’ensemble des individus qui sont nés au cours d’une année donnée. À titre d’exemple, la cohorte 1960, va désigner l’ensemble des personnes nées en 1960. L’effet cohorte se caractérise par la tendance pour les membres d’une cohorte donnée à enregistrer un taux d’activité plus élevé comparé aux membres d’une cohorte précédente. C’est ainsi par exemple que selon l’effet cohorte, les individus nés en 1950 (Cohorte 1950) vont enregistrer un taux d’activité plus élevé sur l’ensemble de leur vie active, comparativement aux individus nés en 1940, (Cohorte 1940). Pour illustrer au niveau de la population active du Québec, on constate ce qui suit o en ce qui concerne les femmes, le taux d’activité de la cohorte née en 1944 (cohorte 1944) était de 63,8% en 1984 quand cette cohorte avait 40 ans; par contre, le taux d’activité de la plus jeune cohorte 1955 était de 78,6% à l’âge de 40 ans en 1995. Si cette différence se maintenait plus ou moins au cours de la vie active des membres de ces 2 cohortes, on peut dire donc qu’il ya eu un effet cohorte puisque le taux d’activité de la cohorte 1955 est supérieure de 23,2% au taux d’activité de la cohorte plus âgée de 1944. 35 40 45 50 55 60 65 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 Québec Ontario Canada
  10. 10. Une analyse par la 8 méthode des cohortes o En tenant le même exercice pour les hommes, on constate que le taux d’activité de la cohorte 1944 qui était de 91,9% en 1984 quand cette cohorte avait 40 ans est supérieur au taux d’activité de la plus jeune cohorte 1955 qui était de 90,6% en 1995 au même âge de 40 ans. Cela traduiraitt un manque d’effet cohorte si cette différence se maintenait plus ou moins au cours de la vie active des membres de ces 2 cohortes. GRAPHIQUE 7 Illustration de l'effet cohorte - Taux d’activité en % (selon l'année de naissance de la cohorte) Étant donné que le Québec est également concerné par le phénomène de vieillissement de la population, il est important de se demander si le phénomène de la participation accrue des femmes au marché du travail observé dans la province peut également être attribué à l’effet cohorte. L’existence de l’effet cohorte au niveau du Québec pourrait permettre de juguler ou du moins d’atténuer la tendance future à la baisse du taux d’activité globale qui résulterait à la fois du vieillissement de la population et de la tendance à la baisse du taux d’activité des hommes. 1. MODÉLISATION DU TAUX D’ACTIVITÉ SELON LA MÉTHODE DE COHORTES  Description des données Compte tenu des observations précédentes, nous avons choisi de modéliser le taux d’activité au moyen d’une analyse de cohorte du genre de la méthodologie utilisée par Barnett et autres (2004). Nous avons opté pour ce type d’analyse parce qu’il permet à la fois de prendre en considération les facteurs cycliques et structurels et de mesurer les différences dans l’évolution du taux d’activité des individus qui sont liées directement à leur année de naissance. 40 45 50 55 60 65 70 75 30 ans 40 ans 50 ans 60 ans 65 ans Age de la cohorte cohorte 1940 cohorte 1950
  11. 11. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 9 Notre base de données se compose des taux d’activité annuels selon l’âge (de 15 à 69 ans) et le sexe (hommes et femmes) établis par l’Enquête sur la population active (EPA) de Statistique Canada pour la période de 1976 à 2006. Grâce à lui, nous avons pu construire en tout 86 cohortes synthétiques d’hommes et de femmes nés entre 1907 (la plus vieille cohorte observée, dont les membres avaient 69 ans en 1976) et 1991 (la plus jeune cohorte observée, dont les membres avaient 15 ans en 2006). Le nombre d’années d’observation des cohortes varie de 1 à 31. Nous avons décidé dans le cadre de l’exercice d’estimation de ne retenir que les cohortes ayant au moins 5 années d’observation. Toutefois, pour cause de disponibilité de données pour les anciennes cohortes des femmes, nous avons démarré notre étude à partir de la cohorte 1916 tant pour les hommes que pour les femmes. ln⁡( 𝑡𝑎 1 − 𝑡𝑎 ) 𝑐,𝑡 = ⁡∝ 𝑐+ 𝛾𝑐 ∗ ln ( 𝑡𝑎 1 − 𝑡𝑎 ) 𝑐,𝑡−1 +⁡ 𝛽 𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒 𝑘 ∗ ln(𝑜𝑓𝑓𝑟𝑒_⁡𝑒𝑚𝑝𝑙𝑜𝑖) 𝑡 +𝛿 𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒 𝑘 ∗ (𝑖𝑛𝑡 − 𝑟é𝑒𝑙) 𝑡 + 𝜌 𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒 𝑘⁡ ∗ (𝑓𝑒𝑐𝑜𝑛𝑑𝑖𝑡é) 𝑡 +𝜕 𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒 𝑘 ∗ (𝐼𝑃_𝑚𝑎𝑖𝑠𝑜𝑛_𝐼𝑃𝐶) 𝑡 ⁡+⁡ 𝜇 𝑐,𝑡 k : tranches d’âge = 15-19, 20-24, 25-29, 30-34, 35-39, 40-44, 45-49, 50-54, 55-59, 60-64, 65-69. C : cohorte = 1916,…, 1987 T : année d’observation= 1976, …, 2006 Le modèle comprend une variable dépendante retardée qui rend compte de l’incidence directe que peuvent avoir les antécédents d’activité d’une personne sur sa décision de demeurer actif sur le marché du travail. Pour la modélisation du taux d’activité, il a fallu prendre en compte les effets de certaines variables socio-économiques susceptibles d’influencer la décision de participer au marché du travail. En effet, le taux d’activité peut être influencé par des facteurs conjoncturels dus par exemple à l’état de l’économie en général ou bien il peut être influencé par le niveau de la richesse des agents économiques, toute chose égale par ailleurs. Par exemple, on s’attendrait à ce qu’un individu puisse enregistrer un taux d’activité élevé si l’économie est en situation de plein emploi. Pour purger l’influence des facteurs conjoncturels et cycliques sur le taux d’activité des individus, nous avons retenu comme variable explicative, l’indice d’offre d’emploi des entreprises, censé représenter l’état de l’économie. Cet indice a une valeur de 100 en 1991. Une valeur supérieure à 100 de cet indice traduit le désir d’embauche des entreprises et suppose que l’économie se porte bien; cela devrait inciter les individus à entrer ou à rester actifs plus longtemps sur le marché
  12. 12. Une analyse par la 10 méthode des cohortes du travail. Par contre un indice d’une valeur inférieure à 100 est un signal pour une baisse d’embauche par les entreprises et donc indique une détérioration de la situation économique. On s’attend à ce qu’il y ait une relation positive entre cet indice et la variable dépendante. GRAPHIQUE 8 Indice de l’offre d’emploi (Tendance obtenue à l’aide du filtre HP) Un autre facteur susceptible d’influencer le niveau du taux d’activité des individus est le niveau de la richesse. On devrait s’attendre à ce que la valeur des actifs accumulés par les individus au cours de leur vie active puisse motiver leur décision à rester ou à se désengager du marché du travail, selon l’effet revenu surtout pour les individus s’approchant de l’âge de la retraite. Une personne tirant un niveau de revenu élevé des placements de sa richesse va être moins enclin à exercer un travail. Pour capter l’effet de la richesse, nous avons utilisé comme variable explicative le ratio constitué par l’indice de prix de logement divisé par l’indice de prix à la consommation au Québec. Beaucoup d’études montrent que sur le continent nord-américain la plupart des individus considèrent l’appréciation de la valeur de leurs maisons comme une augmentation du niveau leur richesse. L’hypothèse étant, que le taux d’activité d’un individu baisse en réponse à un accroissement de l’indice de prix relatif du logement, surtout pour la cohorte s’approchant de l’âge de la retraite. 0 50 100 150 200 250 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 2018 2021 2024 2027 2030 Historique Tendance 10
  13. 13. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 11 GRAPHIQUE 9 Indice de prix logement/IPC (Tendance obtenue à l’aide du filtre HP) GRAPHIQUE 10 Taux moyen de rendement des actifs financiers (Tendance obtenue à l’aide du filtre HP) Une autre variable représentant l’effet de richesse est le taux réel de rendement des actifs financiers. La variable du taux réel de rendement des actifs financiers est une moyenne pondérée du rendement réel des actifs de court terme et de celui des actifs de long terme. A l’exemple de Barnett (2007), nous avons utilisé le taux de rendement sur les bons du trésor de 3 mois pour approximer le taux d’intérêt nominal de court terme, et le taux de rendement sur les obligations du trésor de 10 ans pour approximer le taux d’intérêt nominal de long terme. Les taux réels de rendement court et long terme ont été obtenus par soustraction du taux d’inflation 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1976 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 2018 2021 2024 2027 2030 Historique Tendance 10 10 88.0 90.0 92.0 94.0 96.0 98.0 100.0 102.0 104.0 106.0 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 2018 2021 2024 2027 2030 Historique Tendance
  14. 14. Une analyse par la 12 méthode des cohortes des taux d’intérêt nominaux. Le taux réel de rendement des actifs financiers est donc la moyenne des 2 taux de rendement constitué à 2/3 des actifs de long-terme et à 1/3 des actifs de court terme. Ce ratio est basé sur l’historique de la répartition de l’épargne des canadiens entre les actifs de court et long terme. selon l’effet revenu, les individus dans la primeur de l’âge et disposant d’une épargne importante seraient moins actifs sur le marché du travail en réponse à une hausse du taux d’intérêt réel; par contre, selon l’effet de substitution, un taux d’intérêt réel élevé pourrait emmener les cohortes jeunes à travailler plus en vue d’accumuler des ressources pour la retraite; ainsi, on s’attend donc à ce que la relation entre les variables de l’effet de richesse et le taux d’activité puisse varier en fonction de l’âge de la cohorte concernée. L’indice de fécondité des femmes au Québec a été également inclus comme variable explicative, du fait que la baisse de la natalité observée au Québec a du contribuer d’une certaine manière à la participation accrue des femmes sur le marché du travail, car libérées des contraintes liées aux grossesses et à la garde des enfants. Cet indice a régulièrement baissé au cours des dernières années au Québec. Nous avons également retenu la variable âge comme proxy pour capturer l’effet de l’expérience; étant donné que les individus jeunes (15 à 19 ans), donc ayant moins d’expérience ont tendance à ne pas être très actifs sur le marché du travail, du probablement au fait qu’ils doivent se scolariser; ce qui est le cas également pour les personnes s’approchant de l’âge de la retraite. Par contre les personnes dans la primeur de l’âge (âgées entre 20 et 54 ans) vont en général avoir des taux d’activité élevés et plus soutenus. Toutefois, la variable âge est introduite ici sous forme de variable muette et a été inter-actée avec chacune des variables explicatives décrites ci-haut pour éviter le problème d’identification : en effet, la variable cohorte a été construite à partir des variables âge et année d’observation; L’effet cohorte est capturé par une variable muette représentée par la constante dans chacune des équations des différentes cohortes du système. 2. RÉSULTATS Le modèle du taux d’activité, exprimé sous forme log-linéaire, est estimé à l’aide d’un système de 76 équations respectivement pour des cohortes des hommes et les femmes. Nous avons utilisé la méthode de panel non-équilibré pour estimer le système des équations en contraignant les coefficients de toutes les variables explicatives à être les mêmes dans toutes les équations; seule la variable muette est appelée à varier afin de capter l’effet-fixe (effet-cohorte) de la cohorte donnée. Le modèle est estimé pour toutes les cohortes sur la période 1976-2006.
  15. 15. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 13  L’effet cohorte Le graphique 8 ci-dessous montre la courbe des effets-fixes des cohortes relatives à la cohorte de référence qui est celle de 1925 pour les hommes et les femmes. La courbe de l’effet cohorte pour les femmes confirme qu’il existe bel et bien un effet cohorte pour les femmes au Québec. Les résultats des estimations pour les femmes révèlent que la plupart des coefficients des effets fixes des cohortes pris individuellement ne sont pas statistiquement significatifs. Toutefois, nous avons appliqué le test de Wald sur les coefficients des effets fixes des cohortes. Le test de Wald teste pour la signification statistique des coefficients des effets-fixes des cohortes pris collectivement; l’hypothèse nulle étant que tous les effets-fixes sont simultanément statistiquement égaux à zéro et donc peuvent être omis de notre système d’équations; Ce qui voudrait dire qu’il n’y aurait pas de différences en termes de taux d’activé entre les différentes cohortes successives de femmes. Le test de Wald rejette l’hypothèse nulle, ce qui veut dire que les effets-fixes (effets cohortes) ont un important pouvoir explicatif pour la hausse du taux d’activité des femmes de cohortes successives sur la période d’observation 1976-2006. L’effet cohorte a été plus prononcé pour les différentes cohortes successives jusqu’ à celle de 1960. Il s’est ensuite stabilisé avec les dernières cohortes même si la tendance est toujours à la hausse. Cela signifie que l’effet cohorte continue toujours à caractériser les femmes au Québec. Le test de Wald, dont les résultats figurent dans le tableau 1 en annexe, appliqué au système d’équations des hommes montre que l’on ne peut pas rejeter l’hypothèse nulle à un niveau de probabilité élevé. Ainsi, les effets fixes ne sont pas simultanément et statistiquement différents de zéro. On peut en déduire donc que l’effet cohorte semble absent chez les hommes. Ces résultats sont similaires à ceux des études menées au niveau du Canada. En effet, la plupart des études ont montré l’existence de l’effet cohorte pour les femmes canadiennes, une tendance qui s’est stabilisée avec la cohorte 1950. Également, les études au niveau du Canada n’ont, dans la plupart des cas, pas pu déceler l’existence de l’effet cohorte au niveau des hommes. Le plafonnement observé pour les cohortes féminines nées après 1960 signifie que la contribution de l’effet de cohorte à la hausse du taux d’emploi global deviendra négligeable d’ici les prochaines années quand les femmes de la cohorte 1960 vont prendre leur retraite.
  16. 16. Une analyse par la 14 méthode des cohortes GRAPHIQUE 11 Indice des effets-fixes des cohortes relatifs à la cohorte née en 1925 (effet-fixe cohorte 1925 =100)  Impact de la variable de l’offre de l’emploi Les résultats des estimations confirment le fait que l’offre d’emploi a un impact positif sur le taux d’activité tant des hommes que des femmes. Les coefficients sont positifs pour toutes les tranches d’âge de femmes; ils le sont également pour les hommes à l’exception des cohortes de la tranche d’âge 50-54 ans et 60-64 ans. Le test de Wald montre que les coefficients de la variable cyclique de l’offre d’emploi pris ensemble, sont statistiquement différents de zéro.  Impact de l’effet de la richesse Pour les hommes, nous assistons à la prédominance de l’effet revenu. En effet, les coefficients de la variable du prix relatif du logement sont négatifs et significatifs pour pratiquement toutes les tranches; ce qui veut dire que l’appréciation de la valeur du logement a une incidence négative sur le taux d’activité des hommes. La situation est tout à fait le contraire pour les femmes ou les coefficients de la variable du prix relatif de logement sont positifs à l’exception des tranches d’âge 30-34, 35-39, et 60-64 ans ; En ce qui concerne le taux d’intérêt réel, les coefficients sont généralement négatifs pour les cohortes des femmes de pratiquement toutes les tranches d’âges à l’exception des 35-39, 40-44 et 55-59 ans même si la plupart des coefficients ne sont pas statistiquement significatifs. Le test de Wald conclut que les coefficients de la variable du taux d’intérêt réel, pris collectivement, ne sont pas statistiquement différents de zéro. Par contre, en ce qui concerne les femmes, le test de Wald semble rejeter l’hypothèse nulle; donc, le taux d’intérêt réel est un des déterminants du taux d’activité des cohortes des femmes au Québec. 90 110 130 150 170 190 210 230 250 1925 1929 1933 1937 1941 1945 1949 1953 1957 1961 1965 1969 1973 1977 1981 1985 Femmes Hommes
  17. 17. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 15  Impact du taux de fécondité La chute du taux de fécondité des femmes au Québec a positivement impacté le taux d’activité aussi bien des hommes que des femmes. On pourrait supposer que la chute du nombre d’enfants procrées a libéré surtout les femmes mais également les hommes des taches liées à la garde des enfants.  L’influence des changements dans la composition démographique  (1) (2) 𝑃𝑅𝑡+1 − 𝑃𝑅𝑡 =∑ 𝑃𝑅𝑖 𝑡 𝑖 ∗ (𝑤𝑖 𝑡+1 −⁡ 𝑤𝑖 𝑡⁡ ) +⁡∑ 𝑤𝑖 𝑡 ∗𝑖 (𝑃𝑅𝑖 𝑡+1 − 𝑃𝑅𝑖 𝑡 ) + (3)⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡⁡∑ (𝑤𝑖 𝑡+1 𝑖 − 𝑤𝑖 𝑡 ) ∗ (𝑃𝑅𝑖 𝑡+1 − 𝑃𝑅𝑖 𝑡 ) (1) effets du changement dans la décomposition démographique; (2) effets du changement dans les taux d'activité; (3) effets résiduels interaction. Sur une période donnée, tout changement dans le niveau du taux d’activité global d’un groupe démographique donné peut être attribué à l’influence de 3 facteurs :  l’effet de changement du poids démographique du groupe considéré ;  l’effet de la variation du taux d’activité du groupe qui peut être compris comme l’effet cohorte ;  l’effet résiduel provenant de l’interaction des 2 facteurs précités. L’importance de ce facteur est souvent marginale dans la plupart des cas. i : index pour le sous-groupe démographique PRt : taux d’activité agrégé à la période t; PRt1 : taux d’activité agrégé à la période t1 PRi t : taux d’activité du sous-groupe i à la période t; PRi t1 : taux d’activité du sous-groupe i à la période t1; wi t : poids du sous-groupe i dans la population à la période t wi t1 : poids du sous-groupe i dans la population à la période t 1
  18. 18. Une analyse par la 16 méthode des cohortes D’une manière générale, l’accroissement du taux d’activité global observé sur les périodes : 1976-1985 (hausse de 5,29%), 1985-1995 (hausse de 2,08%) et 1995- 2006 (hausse de 5,11%) est du en grande partie à l‘effet cohorte des femmes. Il convient de noter que la contribution de la variation de la composition démographique des hommes et des femmes à l’évolution du taux d’activité global a été marginale sur les 3 périodes considérées. Cette situation est due au fait que le poids démographique de chacun de ces deux groupes démographiques dans la population totale est resté très stable sur la période 1976-2006. Comme le montre le Tableau 2 (en annexe), la hausse du taux d’activité global de 5,29% sur la période 1976-1985 peut être attribuée presque exclusivement à l’effet cohorte des femmes (5,83%) qui a largement neutralisé la baisse du taux d’activité chez les hommes (-0,53%). On retrouve le même schéma sur la période 1985-1995; en effet, l’accroissement de 2,08% du taux d’activité global sur cette période résulte surtout de l’effet net de l’accroissement du taux d’activité des femmes (effet cohorte) de 3,13%, et de la baisse du taux d’activité des hommes (-1,09%). Sur la période 1995-2006, le taux d’activité global a enregistré une hausse de 5,11%, résultat surtout de l’accroissement significatif du taux d’activité des femmes de 4,18%, et dans une moindre mesure de celui des hommes: 0,90% (Tableau 2). En ce qui concerne les différentes tranches d’âge, l’on peut constater à la lecture du Tableau 3 que sur la période 1976-1985, et 1985-1995, la hausse du taux d’activité global est du en grande partie, à l’effet combiné d’un coté de l’accroissement du poids des travailleurs dans la primeur de l’âge, c’est-à-dire les 25 à 54 ans dans la population active, respectivement (3,13%) pour la période 1976-1985 et (4,05%) pour la période 1985-1995; et d’un autre coté à l’effet cohorte de ces travailleurs, respectivement (4,38%) pour la période 1976-1985 et (2,31%) pour la période 1985-1995. Au cours de la période 1995-2006, on a assisté à un déclin de la proportion des 25-54 ans dans la population active; en effet, la baisse du poids de la population active de cette tranche d’âge par rapport à la population active totale a contribué de manière négative au taux d’activité global (-2,68%). Toutefois, l’effet cohorte des travailleurs de la tranche d’âge 25- 54 ans a été positive sur la période 1995-2006 (3,66%). Il est intéressant de noter la hausse du poids démographique des personnes âgées de 55 à 64 ans dans la population active; ce qui s’est traduit par une contribution positive de la composition démographique de cette tranche d’âge sur la période 1995-2006 (1,90%). Sur la dite période, on a également assisté à une hausse importante du taux d’activité des 55-64 ans du à l’effet cohorte (1,40%). Compte tenu de l’importance du poids des travailleurs de cette tranche d’âge dans le futur, l’accroissement du taux d’activité démographique des travailleurs âgés de 55-64 ans sur la période 1995-2006, s’il devait se poursuivre constituerait une bonne nouvelle; car il permettrait d’atténuer dans une certaine mesure, la baisse du taux d’activité global du à l’effet conjugué de faible natalité et du vieillissement de la population au Québec.
  19. 19. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 17 3. PROJECTION DU TAUX D’ACTIVITÉ SUR LA PÉRIODE 2007-2031 En vue de calculer le taux d’activité tendanciel sur la période de projection nous avons émis un certain nombre d’hypothèses concernant le comportement dans le futur de nos variables cycliques et structurelles. Nous supposons que sur la période de projection c’est-à-dire jusqu’en 2031, les variables explicatives de l’indice de l’offre d’emploi, du taux d’intérêt réel et du prix de logement relatif à l’indice de prix de la consommation vont converger vers la valeur tendancielle de ces variables de 2006. Nous avons retenu comme valeur de l’indice de fécondité, la valeur de cet indice pour la dernière année d’observation 2005. Les valeurs tendancielles des variables explicatives ont été obtenues en appliquant le filtre Hodrick-Prescott (HP). Nous avons postulé que les futures cohortes des femmes vont avoir un effet cohorte qui va être égal à la moyenne des effets fixes des cohortes 1976 à 1986. Nous retenons le principe de l’absence de l’effet cohorte des hommes. Pour ce qui est de la projection démographique, nous avons utilisé le scénario de Forte fécondité de l’institut de Statistiques du Québec, 2009 (ISQ) qui produit les données de projections démographiques par âge et sexe jusqu’en 2056. Les taux d’activité ont été calculés pour chaque cohorte et ont été agrégés avec un facteur de pondération qui tient compte de l’évolution du poids de la cohorte dans la population totale sur la période de projection.  Taux d’activité des 15-64 ans Les résultats de l’exercice de projection révèlent que le taux d’activité global des 15-64 ans va demeurer à un niveau pratiquement stationnaire par rapport à celui de 2006, à cause de l’impact de l’effet cohorte des femmes qui devrait neutraliser la tendance à la baisse du taux d’activité des hommes de cette tranche d’âge. Ainsi, on prévoit que le taux d’activité global des personnes de cette tranche d’âge va s’établir autour de 76% en 2031, même niveau qu’en 2006.
  20. 20. Une analyse par la 18 méthode des cohortes GRAPHIQUE 12 Québec – Projection du taux d'activité global des 15-64 ans (en pourcentage)  Taux d’activité des 15 ans et plus Pour la projection du taux d’activité des 15 ans et plus, nous avons supposé l’évolution de la composition démographique de la population québécoise va rester conforme aux prévisions du scénario de forte natalité de l’ISQ; notamment, la part de la population âgée de 65 ans et plus va augmenter sous l’effet conjugué du vieillissement de la population et de l’allongement de la durée de vie. En effet, la proportion de la population des 65 ans et plus va passer de 17% de la population active en 2002 à environ 30% en 2031. Il est prévu sur la période de projection que le taux d’activité global des 15 ans et plus va connaitre un important déclin de plus de 11 points de pourcentage par rapport à son niveau de 2006. En effet, il devrait baisser d’environ 66% en 2006 pour s’établir à 54% en 2031. Le vieillissement de la population, notamment l’allongement de la durée de vie des québécois va causer un gonflement de la population âgée de 65 ans qui d’ordinaire est moins active sur le marché du travail. Cet important accroissement de la population âgée va neutraliser l’effet cohorte des divers groupes démographiques, notamment celui des femmes et va tirer à la baisse le taux d’activité global des 15 ans et plus. À titre d’exemple, en 2006, le taux d’activité des personnes âgées de 65 à 69 ans était de 19,1% pour les hommes et de 11,2% pour les femmes au Québec. 60.0 62.0 64.0 66.0 68.0 70.0 72.0 74.0 76.0 78.0 80.0 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 2018 2021 2024 2027 2030 Historique Prévision
  21. 21. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 19 GRAPHIQUE 13 Québec – Projection du taux d'activité global des 15 ans et plus (en pourcentage) 4. RISQUES ASSOCIÉS AU SCÉNARIO DE PROJECTION La projection présentée dans la section précédente a été établie à partir d’un modèle et pourrait être entachée d’un certain nombre de risques. Elle s’appuie en particulier sur un profil d’évolution présumé pour un certain nombre de variables explicatives; or, ce profil d’évolution pourrait s’avérer différent de ce que prévoit le scénario de projection, auquel cas les valeurs projetées risqueraient d’être soit trop élevées ou trop faibles. Par exemple, le scénario de projection postule que l’indice de l’offre d’emploi se stabilisera autour de la valeur tendancielle de 2006 sur la période de projection. Or, si l’offre d’emploi devait baisser suite à un choc négatif sur l’économie, cela aurait un effet négatif sur le taux d’activité global tendanciel. Outre l’évolution future des variables explicatives, plusieurs autres facteurs sont susceptibles de retarder ou d’atténuer la baisse projetée du taux d’activité. Ils n’ont pas été pris en compte dans l’analyse à cause de leur caractère hypothétique et de la difficulté à les mesurer : o Premièrement, l’amélioration continuelle de l’état de santé et de l’espérance de vie de la population pourrait avoir une incidence à la hausse sur le taux d’activité des travailleurs âgés. o Deuxièmement, face à la réduction du réservoir de main-d’œuvre, les employeurs et les pouvoirs publics pourraient lever les obstacles à la participation continue à la vie active. Les employeurs par exemple 48 50 52 54 56 58 60 62 64 66 68 1979 1982 1985 1988 1991 1994 1997 2000 2003 2006 2009 2012 2015 2018 2021 2024 2027 2030 Historique Prévision
  22. 22. Une analyse par la 20 méthode des cohortes pourraient rendre les conditions de travail plus souples ou modifier la structure des régimes de retraite existants de manière à en soustraire les éléments qui dissuadent les travailleurs de demeurer au sein d’une organisation au-delà d’un âge déterminé. Ainsi, par exemple depuis le début des années 2000, on note une hausse du taux d’activité des personnes âgées de 55 ans. o Troisièmement, notre modèle de cohortes traite séparément les taux d’activité masculin et féminin. Or, des études montrent que les décisions de retraite se prennent conjointement au sein d’un couple. Par exemple, une étude de Schirle (2007) observe que l’activité des femmes a un effet positif significatif sur le taux d’activité des conjoints âgés, ce qui dénote un rapport de complémentarité en matière de loisirs que notre modèle ne prend pas en compte de façon explicite.. o Quatrièmement, le niveau de scolarité moyen de la population ou, ce qui compte plus encore peut-être, la nature du travail a évolué considérablement depuis une trentaine d’années. La hausse soutenue de ce niveau de scolarité pourrait faire augmenter le taux d’activité global dans l’avenir, puisque plusieurs études ont montré que les taux d’activité sont plus élevés chez les individus les plus instruits. Par ailleurs, l’activité économique étant de plus en plus axée sur les services, les emplois sont moins exigeants sur le plan physique qu’auparavant. Ce virage vers l’économie du savoir a probablement permis à des travailleurs de demeurer actifs plus longtemps. o Enfin, l’analyse présentée ci-dessus n’a pas été menée à l’aide d’un modèle complet d’équilibre général. Dans un modèle de ce genre, la diminution de l’offre de travail ferait vraisemblablement monter le salaire réel, ce qui inciterait un plus grand nombre de jeunes à joindre les rangs de la population active et les travailleurs âgés à retarder le moment de leur départ à la retraite.
  23. 23. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 21 CONCLUSION Dans le présent article, nous avons utilisé la méthodologie des cohortes pour expliquer les fluctuations du taux d’activité tant global que des diverses composantes démographiques du Québec, en prenant en compte l’influence des facteurs cycliques, sociodémographiques et d’effets de richesse. D’une manière générale, les résultats de l’étude sur l’effet cohorte au Québec sont similaires à ce qui est observé au niveau du Canada :  La hausse continue du taux de participation des femmes au marché du travail au Québec peut être attribuée à l’effet cohorte. Ce phénomène est très prononcé au Québec et a été important pour les anciennes cohortes jusqu’à celles de vers la fin des années 1960s. A partir de cette cohorte on a assisté à un ralentissement de l’effet-cohorte.  En contrôlant pour les effets des autres variables explicatives, on ne décèle pas un effet cohorte pour les hommes au Québec. En effet, Le test de Wald appliqué sur les variables relatives aux cohortes conclut que l’effet cohorte n’est pas statistiquement significatif pour expliquer l’évolution du taux d’activité des hommes sur le marché du travail.  Il convient de remarquer que le vieillissement de la population combiné à un allongement de la durée de la vie des québécois va exercer une importante pression à la baisse sur le taux d’activité global de la population âgée de 15 ans et plus à l’horizon 2031. TABLEAU 1 Test de Wald pour la signification statistique des coefficients Variables Hommes Femmes Effet-cohorte F-Statistique(1) 0,83 2,83* Probabilité(2) 0,84 0,00 Indice d’offre d’emploi F-Statistique 3,50* 2,32* Probabilité 0,00 0,01 Indice du prix relatif du logement F-Statistique 3,96* 3,26* Probabilité 0,00 0,00 Taux d’intérêt réel F-Statistique 1,20 2,05* Probabilité 0,28 0,03 Taux de fécondité F-Statistique 2,78* 3,36* Probabilité 0,01 0,00 Notes : (1) F-Statistique représente le coefficient du Test de Wald; (2) Probabilité en gras suivi d’une étoile signifie que l’on accepte l’hypothèse que les coefficients sont collectivement et statistiquement différents de zéro.
  24. 24. Une analyse par la 22 méthode des cohortes TABLEAU 2 Contribution des trois facteurs au taux d’activité global des 15-64 ans (selon le sexe)* Période Variation du taux d’activité global 15-64 ans Contribution variation composition démographique Contribution Effet Cohorte Contribution facteur résiduel Hommes Femmes Hommes Femmes 1976-1985 5,29 -0,03 0,02 -0,53 5,83 0,01 1985-1995 2,08 0,17 -0,12 -1,09 3,13 -0,02 1995-2006 5,11 0,19 -0,15 0,90 4,18 -0,02 (*)- il est possible que la somme des sous- composantes ne soit pas égale à la variation totale sur la période à cause des arrondis TABLEAU 3 Contribution des trois facteurs au taux d’activité global des 15-64 ans (selon les tranches d’âge)* Période Variation du taux d’activité global 15-64 ans Contribution variation composition démographique Contribution Effet Cohorte Contribution facteur résiduel 15-24 ans 25-54 55-64 15-24 25-54 55-64 1976-1985 5,29 -3,51 3,13 0,67 1,16 4,38 -0,58 0,05 1985-1995 2,08 -3,32 4,05 -0,02 -1,12 2,31 -0,28 0,43 1995-2006 5,11 -0,76 -2,69 1,90 1,37 3,66 1,40 0,22 (*)- il est possible que la somme des sous- composantes ne soit pas égale à la variation totale sur la période à cause des arrondis
  25. 25. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 23 Taux d'activité des femmes Linear regression Number of obs = 1323 F(108, 1214) = . Prob > F = . R-squared = 0.9731 Root MSE = .17865 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust ltact_f | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- ltact_f | L1. | .6478573 .020372 31.80 0.000 .6078891 .6878255 logmt_d1519 | .5847911 .5547009 1.05 0.292 -.5034877 1.67307 logmt_d2024 | .1055632 .385578 0.27 0.784 -.6509101 .8620364 logmt_d2529 | 1.85721 .4739296 3.92 0.000 .9273978 2.787022 logmt_d3034 | -.6888652 .7479397 -0.92 0.357 -2.156263 .7785327 logmt_d3539 | -.1077019 .465359 -0.23 0.817 -1.020699 .8052953 logmt_d4044 | .5420314 .2695972 2.01 0.045 .0131032 1.07096 logmt_d4549 | .4913093 .2505593 1.96 0.050 -.0002681 .9828866 logmt_d5054 | .4691431 .2736679 1.71 0.087 -.0677713 1.006058 logmt_d5559 | .0377648 .3141285 0.12 0.904 -.5785302 .6540598 logmt_d6064 | -.5898306 .4447176 -1.33 0.185 -1.462331 .2826696 empl_d1519 | .1785229 .0636109 2.81 0.005 .0537233 .3033225 empl_d2024 | .0836794 .0497119 1.68 0.093 -.0138514 .1812102 empl_d2529 | .121069 .0492513 2.46 0.014 .0244419 .2176961 empl_d3034 | .0605324 .0464088 1.30 0.192 -.0305181 .1515828 empl_d3539 | .0561042 .0450277 1.25 0.213 -.0322365 .1444449 empl_d4044 | .0062972 .0430509 0.15 0.884 -.0781651 .0907596 empl_d4549 | .0280604 .0446177 0.63 0.530 -.0594759 .1155968 empl_d5054 | .0034494 .0500052 0.07 0.945 -.0946568 .1015556 empl_d5559 | .02275 .0588841 0.39 0.699 -.0927758 .1382759 empl_d6064 | .0969746 .0877479 1.11 0.269 -.0751798 .2691291 intrate~1519 | -1.704608 1.03453 -1.65 0.100 -3.734272 .3250567 intrate~2024 | -.9240315 .9872256 -0.94 0.349 -2.860889 1.012826 intrate~2529 | -1.464807 .8890294 -1.65 0.100 -3.209012 .2793971 intrate~3034 | -1.862897 1.087255 -1.71 0.087 -3.996005 .2702102 intrate~3539 | .7070622 1.134059 0.62 0.533 -1.51787 2.931995 intrate~4044 | .0605061 .8324746 0.07 0.942 -1.572742 1.693755 intrate~4549 | -1.813078 .7413529 -2.45 0.015 -3.267553 -.3586026 intrate~5054 | -1.435446 .8344036 -1.72 0.086 -3.072479 .2015872 intrate~5559 | .9660711 .998618 0.97 0.334 -.9931375 2.92528 intrate~6064 | -1.690681 1.296835 -1.30 0.193 -4.234966 .8536052 lfecond~1519 | -.8831368 .4825652 -1.83 0.067 -1.829891 .0636176 lfecond~2024 | -.0308586 .2180285 -0.14 0.887 -.4586131 .3968959 lfecond~2529 | -.9780403 .2632519 -3.72 0.000 -1.494519 -.4615612 lfecond~3034 | .4722571 .3742681 1.26 0.207 -.262027 1.206541 lfecond~3539 | .2229819 .2503874 0.89 0.373 -.2682582 .714222 lfecond~4044 | -.0755923 .1744143 -0.43 0.665 -.4177792 .2665947 fc1916 | -.8410134 .1321026 -6.37 0.000 -1.100188 -.5818386 fc1917 | -.5740989 .1639381 -3.50 0.000 -.8957323 -.2524656 fc1918 | -.6834416 .159406 -4.29 0.000 -.9961835 -.3706997 fc1919 | -.4780798 .1544603 -3.10 0.002 -.7811186 -.175041 fc1920 | -.4292303 .1663456 -2.58 0.010 -.7555871 -.1028735 fc1921 | -.4309603 .1634671 -2.64 0.008 -.7516697 -.110251
  26. 26. Une analyse par la 24 méthode des cohortes fc1922 | -.5070214 .1735412 -2.92 0.004 -.8474954 -.1665474 fc1923 | -.4920208 .1421819 -3.46 0.001 -.7709703 -.2130713 fc1924 | -.5363706 .1313805 -4.08 0.000 -.7941286 -.2786127 fc1925 | -.5984999 .1411364 -4.24 0.000 -.8753982 -.3216015 fc1926 | -.5839756 .1389644 -4.20 0.000 -.8566126 -.3113386 fc1927 | -.5413372 .138542 -3.91 0.000 -.8131455 -.2695289 fc1928 | -.5513353 .1313928 -4.20 0.000 -.8091175 -.2935532 fc1929 | -.5954767 .1410859 -4.22 0.000 -.8722759 -.3186774 fc1930 | -.507562 .1330827 -3.81 0.000 -.7686596 -.2464644 fc1931 | -.5147272 .1332334 -3.86 0.000 -.7761205 -.253334 fc1932 | -.4818138 .1335532 -3.61 0.000 -.7438346 -.219793 fc1933 | -.4654442 .1262389 -3.69 0.000 -.713115 -.2177735 fc1934 | -.4996737 .1292999 -3.86 0.000 -.7533498 -.2459976 fc1935 | -.4825206 .1291553 -3.74 0.000 -.7359129 -.2291282 fc1936 | -.4662135 .1383864 -3.37 0.001 -.7377167 -.1947104 fc1937 | -.4480291 .125514 -3.57 0.000 -.6942774 -.2017807 fc1938 | -.4326111 .127675 -3.39 0.001 -.6830991 -.182123 fc1939 | -.3876713 .1262809 -3.07 0.002 -.6354242 -.1399183 fc1940 | -.3832058 .1250114 -3.07 0.002 -.6284681 -.1379435 fc1941 | -.3671263 .1338083 -2.74 0.006 -.6296476 -.1046051 fc1942 | -.3634291 .1268492 -2.87 0.004 -.6122972 -.1145611 fc1943 | -.33084 .1276636 -2.59 0.010 -.5813057 -.0803743 fc1944 | -.3033676 .1282357 -2.37 0.018 -.5549558 -.0517795 fc1945 | -.2861001 .1253995 -2.28 0.023 -.532124 -.0400762 fc1946 | -.2575283 .1280584 -2.01 0.045 -.5087685 -.006288 fc1947 | -.2537423 .1277596 -1.99 0.047 -.5043964 -.0030882 fc1948 | -.2005886 .1289924 -1.56 0.120 -.4536614 .0524842 fc1949 | -.1755588 .1295541 -1.36 0.176 -.4297335 .0786159 fc1950 | -.1631399 .1286225 -1.27 0.205 -.415487 .0892072 fc1951 | -.1391881 .1308077 -1.06 0.288 -.3958224 .1174462 fc1952 | -.1186818 .1293877 -0.92 0.359 -.3725301 .1351666 fc1953 | -.1016244 .1303047 -0.78 0.436 -.3572718 .154023 fc1954 | -.0709998 .132269 -0.54 0.592 -.3305009 .1885013 fc1955 | -.063677 .1345588 -0.47 0.636 -.3276706 .2003165 fc1956 | -.0618553 .1311999 -0.47 0.637 -.3192591 .1955484 fc1957 | -.0438811 .1316732 -0.33 0.739 -.3022133 .2144511 fc1958 | -.02147 .1324358 -0.16 0.871 -.2812984 .2383583 fc1959 | -.0285568 .1310198 -0.22 0.827 -.2856072 .2284936 fc1960 | -.0108398 .132778 -0.08 0.935 -.2713396 .2496599 fc1961 | .0233171 .1336721 0.17 0.862 -.2389369 .285571 fc1962 | .0320409 .1357446 0.24 0.813 -.2342791 .2983608 fc1963 | .0469431 .1332983 0.35 0.725 -.2145775 .3084637 fc1964 | .0504522 .1320302 0.38 0.702 -.2085805 .3094848 fc1965 | .0375562 .1317391 0.29 0.776 -.2209054 .2960177 fc1966 | .0552633 .1322795 0.42 0.676 -.2042585 .314785 fc1967 | .0588104 .1362101 0.43 0.666 -.2084228 .3260437 fc1968 | .0411958 .1324342 0.31 0.756 -.2186295 .3010212 fc1969 | .0700738 .1339205 0.52 0.601 -.1926676 .3328152 fc1970 | .0506795 .1364695 0.37 0.710 -.2170628 .3184218 fc1971 | .0193641 .1385882 0.14 0.889 -.2525349 .2912632 fc1972 | .055341 .1346024 0.41 0.681 -.2087382 .3194202 fc1973 | .0385977 .1433827 0.27 0.788 -.2427077 .319903 fc1974 | .0536312 .1382605 0.39 0.698 -.2176249 .3248873 fc1975 | .0631111 .1360736 0.46 0.643 -.2038544 .3300765 fc1976 | .0991725 .1448201 0.68 0.494 -.184953 .3832979 fc1977 | .0815164 .1288801 0.63 0.527 -.1713361 .3343688
  27. 27. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 25 fc1978 | .093221 .1346799 0.69 0.489 -.1710101 .3574522 fc1979 | .0563203 .1333046 0.42 0.673 -.2052126 .3178532 fc1980 | .0732249 .1355638 0.54 0.589 -.1927405 .3391903 fc1981 | .0795212 .1281684 0.62 0.535 -.1719349 .3309774 fc1982 | .062282 .1127745 0.55 0.581 -.1589726 .2835366 fc1983 | .078854 .1220646 0.65 0.518 -.1606269 .3183349 fc1984 | .1126144 .1343532 0.84 0.402 -.1509759 .3762047 fc1985 | .0698766 .1124464 0.62 0.534 -.1507343 .2904875 fc1986 | .1345457 .125863 1.07 0.285 -.1123875 .3814788 fc1987 | .0486775 .1258777 0.39 0.699 -.1982845 .2956396
  28. 28. Une analyse par la 26 méthode des cohortes Taux d'activité des hommmes Linear regression Number of obs = 1317 F(108, 1208) = . Prob > F = . R-squared = 0.9879 Root MSE = .22112 ------------------------------------------------------------------------------ | Robust ltact_h | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- ltact_h | L1. | .6347027 .0202718 31.31 0.000 .5949308 .6744745 logmt_d1519 | -1.832745 .8462145 -2.17 0.031 -3.492958 -.1725311 logmt_d2024 | -3.058428 .710251 -4.31 0.000 -4.451891 -1.664966 logmt_d2529 | -2.794848 .8813771 -3.17 0.002 -4.524048 -1.065648 logmt_d3034 | -2.222771 1.079837 -2.06 0.040 -4.341336 -.1042065 logmt_d3539 | -2.916471 .9399465 -3.10 0.002 -4.76058 -1.072362 logmt_d4044 | -2.698963 .6693189 -4.03 0.000 -4.01212 -1.385807 logmt_d4549 | -3.727074 .7105386 -5.25 0.000 -5.1211 -2.333047 logmt_d5054 | -2.963189 .6946143 -4.27 0.000 -4.325974 -1.600405 logmt_d5559 | -3.683619 .682725 -5.40 0.000 -5.023078 -2.344161 logmt_d6064 | -3.60271 .718777 -5.01 0.000 -5.0129 -2.19252 empl_d1519 | .1902468 .078447 2.43 0.015 .0363392 .3441543 empl_d2024 | .1944509 .057527 3.38 0.001 .0815869 .3073149 empl_d2529 | .1763401 .0704592 2.50 0.012 .038104 .3145762 empl_d3034 | .1379946 .071752 1.92 0.055 -.0027778 .2787671 empl_d3539 | .0017456 .069755 0.03 0.980 -.1351088 .1386001 empl_d4044 | .0414129 .0635688 0.65 0.515 -.0833046 .1661305 empl_d4549 | .188104 .0659222 2.85 0.004 .0587694 .3174387 empl_d5054 | -.0046547 .0763878 -0.06 0.951 -.1545223 .1452128 empl_d5559 | .0690537 .0688021 1.00 0.316 -.0659312 .2040386 empl_d6064 | -.0183544 .0795588 -0.23 0.818 -.1744432 .1377344 intrate~1519 | .8581966 1.459106 0.59 0.557 -2.004467 3.720861 intrate~2024 | 2.24071 1.1224 2.00 0.046 .0386405 4.44278 intrate~2529 | 1.827599 1.095224 1.67 0.095 -.3211529 3.976351 intrate~3034 | .7875803 1.656424 0.48 0.635 -2.462208 4.037368 intrate~3539 | 2.720215 1.793041 1.52 0.130 -.7976052 6.238035 intrate~4044 | .2919131 1.393621 0.21 0.834 -2.442273 3.026099 intrate~4549 | 2.37716 1.29243 1.84 0.066 -.1584968 4.912817 intrate~5054 | 2.066344 1.374312 1.50 0.133 -.6299598 4.762648 intrate~5559 | 2.8615 1.25983 2.27 0.023 .3898015 5.333199 intrate~6064 | .6119274 1.412375 0.43 0.665 -2.159054 3.382909 fecond~1519 | -1.987677 .5540297 -3.59 0.000 -3.074645 -.9007099 lfecond~2024 | -.5257498 .2899554 -1.81 0.070 -1.094622 .0431224 lfecond~2529 | -.4426198 .3837857 -1.15 0.249 -1.19558 .3103408 lfecond~3034 | -.6480021 .5497829 -1.18 0.239 -1.726638 .4306333 lfecond~3539 | .0511887 .3679799 0.14 0.889 -.6707621 .7731394 lfecond~4044 | -.3448808 .2800717 -1.23 0.218 -.8943618 .2046002 hc1916 | 3.297231 .576997 5.71 0.000 2.165203 4.429258 hc1917 | 3.291947 .6305862 5.22 0.000 2.054781 4.529113 hc1918 | 3.379609 .5997797 5.63 0.000 2.202883 4.556334 hc1919 | 3.392564 .5873423 5.78 0.000 2.24024 4.544888 hc1920 | 3.480272 .5981621 5.82 0.000 2.30672 4.653824 hc1921 | 3.458678 .5875507 5.89 0.000 2.305945 4.611412
  29. 29. Détermination et prévision du taux d’activité au Québec 27 hc1922 | 3.384152 .5925475 5.71 0.000 2.221616 4.546689 hc1923 | 3.452979 .5956198 5.80 0.000 2.284415 4.621544 hc1924 | 3.416757 .5920285 5.77 0.000 2.255238 4.578275 hc1925 | 3.394108 .5940087 5.71 0.000 2.228705 4.559511 hc1926 | 3.391566 .6022088 5.63 0.000 2.210075 4.573057 hc1927 | 3.461548 .5990578 5.78 0.000 2.286239 4.636858 hc1928 | 3.444323 .5979815 5.76 0.000 2.271125 4.617521 hc1929 | 3.434078 .6078125 5.65 0.000 2.241593 4.626564 hc1930 | 3.430608 .6056203 5.66 0.000 2.242424 4.618793 hc1931 | 3.425309 .6091362 5.62 0.000 2.230226 4.620391 hc1932 | 3.420134 .6089979 5.62 0.000 2.225323 4.614945 hc1933 | 3.439885 .6097879 5.64 0.000 2.243524 4.636246 hc1934 | 3.441575 .6132031 5.61 0.000 2.238513 4.644636 hc1935 | 3.453644 .6097974 5.66 0.000 2.257265 4.650024 hc1936 | 3.452129 .6174034 5.59 0.000 2.240827 4.663431 hc1937 | 3.440159 .6113436 5.63 0.000 2.240746 4.639573 hc1938 | 3.439224 .6123811 5.62 0.000 2.237775 4.640673 hc1939 | 3.45039 .6119926 5.64 0.000 2.249703 4.651076 hc1940 | 3.440809 .6143921 5.60 0.000 2.235415 4.646203 hc1941 | 3.456549 .6168588 5.60 0.000 2.246316 4.666783 hc1942 | 3.45592 .6181656 5.59 0.000 2.243123 4.668718 hc1943 | 3.512643 .6216501 5.65 0.000 2.293009 4.732277 hc1944 | 3.534034 .6248048 5.66 0.000 2.308211 4.759857 hc1945 | 3.560647 .6247825 5.70 0.000 2.334868 4.786426 hc1946 | 3.566178 .6272907 5.69 0.000 2.335478 4.796878 hc1947 | 3.572255 .62831 5.69 0.000 2.339555 4.804955 hc1948 | 3.606536 .629229 5.73 0.000 2.372033 4.841039 hc1949 | 3.604827 .6304314 5.72 0.000 2.367964 4.841689 hc1950 | 3.589458 .6304197 5.69 0.000 2.352619 4.826297 hc1951 | 3.615543 .6332184 5.71 0.000 2.373213 4.857873 hc1952 | 3.626484 .6323731 5.73 0.000 2.385813 4.867156 hc1953 | 3.622043 .6369043 5.69 0.000 2.372482 4.871605 hc1954 | 3.643779 .6392418 5.70 0.000 2.389632 4.897927 hc1955 | 3.594035 .639463 5.62 0.000 2.339453 4.848616 hc1956 | 3.626847 .6422777 5.65 0.000 2.366743 4.886951 hc1957 | 3.631465 .6458937 5.62 0.000 2.364266 4.898663 hc1958 | 3.629981 .6479835 5.60 0.000 2.358683 4.901279 hc1959 | 3.65612 .6485205 5.64 0.000 2.383768 4.928471 hc1960 | 3.650376 .650829 5.61 0.000 2.373495 4.927256 hc1961 | 3.662691 .6517287 5.62 0.000 2.384045 4.941336 hc1962 | 3.671849 .6527042 5.63 0.000 2.391289 4.952409 hc1963 | 3.690296 .6511169 5.67 0.000 2.41285 4.967741 hc1964 | 3.647657 .6541557 5.58 0.000 2.364249 4.931064 hc1965 | 3.649219 .6576673 5.55 0.000 2.358922 4.939516 hc1966 | 3.643223 .6625599 5.50 0.000 2.343327 4.943119 hc1967 | 3.66188 .6602294 5.55 0.000 2.366556 4.957204 hc1968 | 3.694668 .6657642 5.55 0.000 2.388485 5.00085 hc1969 | 3.697425 .663523 5.57 0.000 2.395639 4.99921 hc1970 | 3.709677 .6692364 5.54 0.000 2.396683 5.022672 hc1971 | 3.705887 .6638221 5.58 0.000 2.403514 5.008259 hc1972 | 3.712115 .6645475 5.59 0.000 2.408319 5.01591 hc1973 | 3.746231 .6690575 5.60 0.000 2.433588 5.058875 hc1974 | 3.73992 .6633523 5.64 0.000 2.438469 5.041371 hc1975 | 3.731423 .6644269 5.62 0.000 2.427865 5.034982 hc1976 | 3.713658 .6619134 5.61 0.000 2.41503 5.012286 hc1977 | 3.716278 .6638719 5.60 0.000 2.413808 5.018748
  30. 30. Une analyse par la 28 méthode des cohortes hc1978 | 3.681525 .6670288 5.52 0.000 2.372862 4.990189 hc1979 | 3.676471 .6651821 5.53 0.000 2.371431 4.981512 hc1980 | 3.66427 .6652886 5.51 0.000 2.35902 4.969519 hc1981 | 3.656177 .6652414 5.50 0.000 2.35102 4.961334 hc1982 | 3.686438 .6646852 5.55 0.000 2.382373 4.990504 hc1983 | 3.687195 .6678944 5.52 0.000 2.376833 4.997557 hc1984 | 3.649022 .6682586 5.46 0.000 2.337946 4.960099 hc1985 | 3.590841 .6739632 5.33 0.000 2.268573 4.913109 hc1986 | 3.60339 .6724273 5.36 0.000 2.284135 4.922645 hc1987 | 3.524545 .6891006 5.11 0.000 2.172578 4

×