Programmes de la sécurité du revenu Analyse des facteurs qui influent sur les décisions de planification et de prise de retraite

5. Régression selon l'âge prévu de la retraite : sans les cas de « retraite exclue »

Le tableau 3A présente les résultats de la régression (par les moindres carrés ordinaires) ayant porté sur la variable dépendante de l'âge prévu de retraite après exclusion de l'analyse des gens qui ont dit n'avoir jamais eu l'intention de prendre leur retraite. La taille d'échantillon de 1 266 correspond aux 1 518 répondants du tableau 1A, moins les 252 qui ont dit ne pas songer à la retraite¹³.

Le coefficient¹⁴ relatif à la variable auxiliaire « hommes » indique que, toutes choses étant égales, les hommes prévoyaient prendre leur retraite presque un an (79 p. 100 d'un an) plus tard que les femmes.

L'âge prévu de la retraite s'accroît nettement avec l'âge des enquêtés. Par rapport à la catégorie de référence (omise) des 45 à 49 ans, l'âge prévu de retraite est postérieur de 1,4 an chez les 50 à 54 ans, de 3,3 ans chez les 55 à 59 ans, de 5,3 ans chez les 60 à 64 ans, de 9 ans chez les 65 à 69 ans et de 13 ans chez les 70 ans et plus. On constate essentiellement qu'à chaque fois que l'âge des enquêtés augmente de cinq ans, l'âge prévu de retraite augmente de deux à quatre ans. Toutes choses étant égales, les travailleurs plus jeunes (et même ceux qui ont 45 ans et plus) prévoient nettement quitter leur emploi plus tôt.

Ces données viennent corroborer les résultats précédents aux tableaux 1A et 1C où les valeurs de distribution de fréquence selon l'âge prévu de la retraite étaient bien plus élevées pour les travailleurs âgés (45 ans et plus) que pour les travailleurs plus jeunes (16 à 44 ans), d'où l'impression que le rapport antérieurement dégagé subsiste même en tenant compte des nombreux autres facteurs qui peuvent influer sur l'âge prévu de la retraite.

Ce lien positif étroit avec l'âge semble démontrer qu'en ne prenant pas leur retraite, les travailleurs âgés ont indiqué leur préférence pour une retraite plus tardive. Voilà une indication qui reste utile, puisqu'elle fait voir les fortes préférences de ces travailleurs « persévérants ».

Les coefficients importants des groupes âgés de 65 à 69 ans et 70 ans et plus (révélateurs d'une prolongation de la vie professionnelle par rapport à celle des 45 à 49 ans) font aussi ressortir le rôle possible des éléments d'incitation financière des régimes privés de retraite. Les travailleurs en cause ont passé l'âge de la retraite anticipée ou spéciale à laquelle ils auraient droit s'ils participaient à des régimes de retraite comportant de telles dispositions. Faute de ces encouragements à la retraite anticipée, ils prévoient nettement travailler plus longtemps, même en dépit de leur âge.

Il n'y a pas de tendances qui se dégagent nettement dans le cas de l'instruction, bien que les diplômés d'université prévoient prendre leur retraite deux tiers environ (70 p. 100) d'une année plus tard que les gens ayant fait moins que les études secondaires.

Les gens dont le conjoint travaille ou tient la maison prévoient pour leur part quitter leur emploi presque un an avant les gens sans conjoint et ceux dont le conjoint est déjà retraité envisagent de quitter un peu plus d'un an plus tôt, ce qui témoigne de la complémentarité des projets de retraite au sein de la famille. En d'autres termes, on constate que les gens sans liens familiaux avec un conjoint sont plus susceptibles de continuer à travailler.

L'âge prévu de la retraite augmente constamment selon l'état de santé de la personne. Par rapport aux gens en mauvaise santé, les gens dont la santé est passable prévoient prendre leur retraite 2,5 ans plus tard et les gens dont la santé est excellente, 3 ans après.

Bien que grossières, les mesures du revenu non lié au travail semblent indiquer qu'avec une plus grande richesse les gens ont les moyens de prendre leur retraite. Plus précisément, les gens qui touchent un revenu sous forme d'intérêts (et qui ont, par conséquent, des économies génératrices d'intérêts) prévoient quitter plus tôt, bien que cet effet soit modeste (retraite antérieure d'une demi-année). Les propriétaires de maison ont l'intention de quitter leur emploi environ deux ans avant les autres. Il faut peut-être y voir l'effet d'incitation à la retraite d'une richesse supérieure liée à la propriété d'une habitation, et sans doute aussi l'effet d'une plus grande possibilité de « bricolage » après la retraite.

Les gens qui relèvent d'une convention collective prévoient prendre leur retraite environ le tiers d'une année plus tôt que ceux qui n'en ont pas, bien que cet effet ne soit pas statistiquement significatif.

Comme nous le verrons plus loin, l'effet est bien plus marqué lorsqu'on impute un âge de retraite aux cas de « retraite exclue » en fonction du reste d'espérance de vie des intéressés, ce qui montre bien que les gens relevant d'une convention collective avaient peu de chances de répondre qu'ils n'avaient jamais eu l'intention de prendre leur retraite.

En d'autres termes, les travailleurs ne relevant pas d'une convention collective avaient plus de chances de répondre qu'ils n'avaient jamais envisagé de prendre leur retraite et, par conséquent, de se voir attribuer un âge prévu de retraite plus tardif en fonction de leur espérance de vie.

Les gens qui participent à un régime de retraite d'employeur à prestations déterminées prévoient partir à la retraite environ 1,3 an plus tôt que ceux qui ne bénéficient pas d'un tel régime. Il faut sans doute y voir l'élément de richesse de ces régimes qui donnent aux gens les moyens de prendre leur retraite. Il y a peut-être aussi l'effet des incitations financières ou des subventions à la retraite anticipée que comportent souvent de tels régimes, surtout par leurs dispositions de préretraite ou de retraite spéciale. Comme cette variable est grossière, on ne peut rien affirmer de plus précis sur les effets d'incitation à la retraite de ces régimes.

Le coefficient négatif important pour l'indice du prestige professionnel¹⁵ indique que les gens appartenant à des professions supérieures prévoient prendre leur retraite plus tôt, d'où l'impression que l'élément de richesse de ces professions prédomine sur toute tendance au report de la retraite à cause du prestige et de la rémunération sans doute supérieure qui vont avec le maintien de l'emploi dans ces professions. D'après l'ordre de grandeur du coefficient, on peut voir que, à mesure que l'on franchit les échelons de cet indice (d'une valeur minimale de 1 à une valeur maximale de 16), l'âge prévu de la retraite diminue de 0,08 (c'est-à-dire de moins d'un dixième d'année). En d'autres termes, les gens qui se trouvent au sommet de cette échelle prévoient quitter 1,3 an plus tôt (16 x 0,08) que ceux qui se situent à son autre extrémité.

L'âge prévu de la retraite ne varie guère selon les secteurs d'activité lorsqu'on tient en compte d'autres facteurs que l'on croit influer sur les décisions de retraite. Aucune des variables relatives aux branches d'activité n'est statistiquement significative.

Les Québécois prévoient prendre leur retraite presque un an plus tôt que les Ontariens et les habitants des provinces de l'Atlantique, environ six dixièmes d'une année avant ces mêmes Ontariens. Dans les autres provinces, les âges prévus de retraite correspondent à ceux de l'Ontario (mais les coefficients sont petits et statistiquement non significatifs).

¹³ Dans le cas des valeurs manquantes (observations) pour une variable, nous avons substitué la valeur moyenne à cette valeur. Comme l'indiquent les tableaux des statistiques descriptives (2A, 2B et 2C), les valeurs manquantes sont rares et n'existent que pour les variables de situation financière portant sur les revenus d'intérêts, les autres revenus et les propriétaires de maison.

¹⁴ Dans tous les résultats de régression qui suivent, les coefficients sont statistiquement significatifs s'ils dépassent respectivement les valeurs t critiques de 1,65 et 1,96 aux niveaux 0,10 et 0,05 d'un test bilatéral. Règle générale, lorsqu'il est question de coefficients dans ce document, il s'agit, sauf avis contraire, de coefficients statistiquement significatifs.

¹⁵ L'indice du prestige professionnel va d'une valeur minimale de 1 à une valeur maximale de 16 pour l'échelle d'importance des professions.

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