Phase II Régime de pensions du Canada Prestations d'assurance-invalidité, offre de travail et mieux-être des travailleurs âgés - Août 1997

5. Résultats

Moyennes
Le tableau 1 présente les moyennes de l'ensemble de données selon la région RPC et la région RRQ avant et après le changement de politique. Sa dernière colonne donne une estimation de différence du deuxième degré portant sur l'effet de ce même changement de politique. Deux constatations intéressantes se dégagent de ce tableau. D'abord, comme l'indiquent les deux premières lignes, ce changement a à voir avec une importante augmentation des avantages. Si le taux de remplacement a été à peu près constant au Québec, il s'est largement accru dans le reste du Canada. L'accroissement relatif des avantages de l'indemnisation du régime d'assurance invalidité du RPC a été de 8,8 points ou 36 % du taux de remplacement moyen de référence.

Tout porte aussi à croire que l'offre de travail réagit à l'augmentation des avantages. L'inactivité s'accroît après le changement de politique dans la région RPC et décroît dans la région RRQ. Cette dernière constatation traduit l'amélioration foncière de l'économie canadienne pendant cette période. On relève ainsi une importante hausse relative de 2,7 points de l'inactivité dans la région RPC.

Résultats de la régression de différence du deuxième degré
Le tableau qui suit formalise les inférences du tableau des moyennes dans un modèle de régression comprenant le jeu de covariables dans 1). On se rappellera que la régression englobe un jeu complet de variables fictives pour l'âge et le nombre d'enfants. Ces variables ne figurent pas au tableau. L'estimation de régression se fait par modèle logistique. La dernière ligne indique l'effet de l'interaction de différence du deuxième degré sur les probabilités d'absence de travail, c'est-à-dire l'effet moyen dans tout l'échantillon sur les probabilités prévues d'inactivité.

Ces résultats corroborent la conclusion du tableau 1 selon laquelle l'offre de travail réagit au changement de politique. L'effet est un peu moindre qu'au tableau 1. L'augmentation relative de l'absence de travail est de 2,3 % dans la région RPC et est statistiquement significative. Elle demeure une réaction fort appréciable et indique que l'accroissement des avantages de 36 % a fait monter l'absence de travail de 11,5 %, ce qui implique un degré d'élasticité de l'inactivité de 0,32. Ainsi, cette simple estimation de différence du deuxième degré montre bien l'existence d'une forte réaction de l'offre de travail à la majoration des indemnités. Les variables de prise en compte de la régression ont leurs effets prévus, les travailleurs mariés et plus instruits étant moins susceptibles de devenir inactifs. Les variables fictives de l'âge (qui ne figurent pas au tableau) présentent la tendance prévue à la hausse, alors qu'aucune tendance nette ne se dégage pour les variables fictives du nombre d'enfants (qui ne figurent pas non plus au tableau).

Modèle paramétré
Comme nous l'avons dit, ces estimations de différence du deuxième degré ne rendent pas entièrement compte de la variation des avantages possibles selon les travailleurs au Canada. C'est pourquoi le tableau 3 offre des estimations du modèle 2) des taux de remplacement. Pour chacun des modèles en cause, ce tableau présente le coefficient d'intérêt, l'effet impliqué de l'augmentation de 8,8 points du taux de remplacement et aussi le degré impliqué d'élasticité de l'inactivité.

La première ligne décrit le modèle de base. Il y a un effet appréciable et significatif du taux de remplacement possible. L'estimation implique que le changement de politique a augmenté de 1,2 point le taux d'absence de travail. C'est bien moins que l'estimation de différence du deuxième degré, mais l'estimation est plus précise. Le degré impliqué d'élasticité de l'inactivité par rapport aux avantages s'établit à 0,17.

Un problème que peut poser la caractérisation de ce modèle est que la variation des avantages ne tient pas exclusivement au changement de politique dans son effet sur les 16 groupes instruction-région, mais plutôt aussi aux variations d'année en année des taux de remplacement avant et après le changement. Cette variation annuelle s'explique en partie par les dispositions législatives relatives au régime et donc par l'évolution des paramètres de ce dernier dans le temps (évolution de la prestation uniforme). Toutefois, elle s'explique aussi partiellement par la variation annuelle du revenu dans les diverses cellules instruction-région, et donc une variation du taux de remplacement possible, mais il pourrait également y avoir corrélation indépendante avec les décisions d'offre de travail des travailleurs appartenant à ces cellules. De plus, cette variation d'année en année peut réduire le rapport signal-bruit dans ma variable clé de régression, car la variation intéressante dans tout cela est celle qui tient au seul changement de politique.

Pour purger le modèle de ces variations annuelles et dégager la comparaison avant-après, la ligne suivante du tableau 3 présente des estimations de variables instrumentales du modèle. Ces variables sont un jeu d'interactions instruction-région-APRÈS où, comme dans l'équation 1), APRÈS est une variable indiquant la période postérieure au changement de politique. Avec de telles variables instrumentales, la seule variation des avantages qui intervient dans le modèle de régression est la différence avant-après en moyenne et dans les écarts d'effet sur les 16 groupes instruction-région. En d'autres termes, cette stratégie IV donne le moyen d'étendre l'estimation de différence du deuxième degré aux différences d'incidence du changement de politique selon l'instruction et la région.²¹ L'ajustement primaire est excellent et la statistique F s'établit à 5 500.

En fait, l'emploi de ces variables instrumentales augmente notablement les estimations, ce qui confirme que le bruit dans la mesure des variations annuelles de taux de remplacement venait entacher les estimations d'un biais par défaut. Avec cette nouvelle estimation en points, l'effet impliqué du changement de politique sur l'inactivité (1,8 point) est proche de l'estimation de différence du deuxième degré. Le degré impliqué d'élasticité de l'inactivité par rapport aux avantages de l'indemnisation dans le RPC monte à 0,25, plus haut que dans les études américaines postérieures à l'étude Parsons, mais à la moitié seulement de la limite inférieure des estimations de ce même Parsons.²²

Autres hypothèses 'a considérer
L'hypothèse fondamentale de caractérisation qu'incarnent les estimations jusqu'ici est que, dans les provinces où s'applique le RPC par rapport au Québec, il n'y a pas eu d'autres changements que l'on pouvait mettre en corrélation avec les décisions d'offre de travail des travailleurs âgés. Dans cette section, nous nous attacherons à deux hypothèses naturelles de rechange à cette hypothèse de caractérisation. La première est que la politique adoptée était elle-même une réaction à une tendance de l'offre relative de main-d'oeuvre dans les provinces. En d'autres termes, peut-être y avait-il une tendance de fond à la baisse de l'activité des hommes dans les provinces RPC par rapport au Québec et peut-être la politique a-t-elle été adoptée en réaction à cette tendance.

Il est possible de vérifier l'existence de cette tendance de fond par un exercice de falsification où on réestimera le modèle à l'aide de données antérieures et postérieures à une année où il n'y a pas eu de modifications importantes de la politique AI. Dans ce but, nous avons construit un nouvel échantillon d'hommes de 45 à 59 ans avec des données d'avril 1982 et 1983 pour la période antérieure et d'avril 1985 et 1986 pour la période postérieure.

Notons que, vers 1984, la politique AI n'a pas subi de changements appréciables. Ainsi, si j'estime le modèle de différence du deuxième degré à l'aide de cet ensemble de données et que je constate un effet positif significatif sur l'inactivité, je serai porté à croire qu'une tendance existait déjà. S'il n'y a pas d'effet, ce sera la preuve que l'offre de travail était convergente au Québec et dans le reste du Canada avant que la politique ne soit modifiée et que la série chronologique a présenté un point de rupture seulement quand on a majoré les indemnités dans le cadre du RPC.

On trouvera les résultats de cet exercice à la première ligne du tableau 4. En fait, il existe un coefficient positif petit et non significatif. Comme l'indique la deuxième colonne, ce coefficient indique que l'inactivité a augmenté de 0,3 point dans le RPC (par rapport au RRQ) avant le changement de politique, contre 2 points en gros vers la date de ce changement. Ainsi, il n'y avait pas déjà de tendance relative avant le changement de politique. La différence constatée entre le RPC et le RRQ ne s'est manifestée qu'après 1987. Ces données de périodes confirment que le changement de politique a causé cet accroissement relatif de l'inactivité, et non pas l'inverse.

Ajoutons que cette conclusion nous donne le moyen de confirmer que la modification simultanée de l'âge de la retraite anticipée dans le cadre du RPC ne joue pas dans les principaux résultats que livre ce rapport. On peut vérifier l'effet de cette modification sur les travailleurs de 45 à 59 ans, parce que l'expérience inverse peut être faite au Québec où on a d'abord abaissé l'âge de la retraite de 65 à 60 ans en 1984 sans modifier les prestations d'invalidité du RRQ. Si le changement d'âge de la retraite anticipée détermine le comportement que nous observons dans le groupe 45-59 ans, on devrait voir un changement de comportement semblable dans ce même groupe au Québec par rapport au reste du Canada vers 1984. C'est précisément là cependant l'hypothèse qui est vérifiée et rejetée par l'exercice de falsification. Il n'y a pas de changement relatif de l'offre de travail entre les régions en cause vers 1984. La modification de l'âge de la retraite anticipée est donc à écarter comme explication des principales constatations de ce rapport.

L'autre possibilité est qu'il y ait eu à la même époque d'autres changements de perspectives relatives sur le marché du travail pour les travailleurs âgés au Québec et dans le reste du Canada, peut-être parce que le Québec s'est rétabli relativement plus vite de la récession du début des années 1980. Il est possible de jauger l'importance des conditions économiques de l'époque pour les résultats que nous présentons en se servant d'un groupe témoin de la région même, celui des travailleurs de 25 à 39 ans. Ce groupe plus jeune devrait subir les mêmes chocs économiques que les travailleurs âgés, mais il ne devrait pas être autant touché par des changements de politique AI, car l'indemnisation AI est bien moins fréquente chez les jeunes travailleurs.²³ Ainsi, en reprenant les modèles de base pour ce groupe, il devient possible de juger si des variables omises ont un effet déterminant sur les résultats.

En fait, ainsi que l'indiquent les deux lignes suivantes du tableau 4, il n'y a guère de changement de comportement qui soit en corrélation chez ces travailleurs plus jeunes. Le coefficient de différence du deuxième degré est positif, mais il est relativement faible par rapport à celui des travailleurs âgés. À la ligne suivante, le modèle paramétré par variables instrumentales est réestimé pour cette population, à laquelle on attribue les avantages du groupe 45-59 ans dans cette cellule région-instruction-année. En fait, si on applique la méthode aux travailleurs plus jeunes, on obtient un coefficient négatif et peu significatif.

Ainsi, les deux contrôles de spécification indiquent un changement relatif d'offre de travail chez les travailleurs âgés des provinces où s'applique le RPC par rapport au Québec, mais seulement après la majoration des indemnités. Ils montrent également que cet effet n'était présent que chez les travailleurs âgés principalement visés par le régime (et non pas chez les travailleurs plus jeunes). En d'autres termes, les seuls facteurs pouvant brouiller les principales constatations de ce rapport sont de soudains changements de perspectives économiques relatives ou de propension au travail chez les travailleurs âgés (par rapport aux travailleurs plus jeunes) dans les provinces RPC par rapport au Québec vers janvier 1987.

Il y a en réalité un autre contrôle permettant même d'exclure les autres possibilités dans cette catégorie. On peut faire explicitement figurer une interaction RPC-APRÈS dans le modèle paramétré et s'en servir ensuite pour estimer un modèle de différence du troisième degré (Gruber, 1994), lequel sera seulement caractérisé par les différences d'effet du changement de politique entre les 16 groupes de travailleurs. Ce modèle tient compte de tout changement en moyenne des circonstances économiques ou de la propension au travail des travailleurs âgés dans la région RPC par rapport au Québec en excluant des résultats la plupart des autres explications plausibles. Après avoir pris en compte les variations relatives moyennes de l'offre de travail au Québec et dans le reste du Canada, il se demande si les groupes où le taux de remplacement a le plus augmenté étaient ceux qui ont le plus accru leur inactivité.

Les résultats de cette estimation figurent à la dernière ligne du tableau 4 pour le modèle IV (où intervient encore l'interaction région-instruction-APRÈS). En fait, l'effet estimé ici est quelque peu plus grand qu'au tableau 3, ce qui indique un degré d'élasticité de 0,32. Précisons que le coefficient est très faiblement significatif. Avec les résultats relatifs aux travailleurs plus jeunes, ce résultat est l'indice que d'autres changements généraux dans les provinces RPC par rapport au Québec n'ont pas d'effet déterminant sur les principales estimations. Dans l'ensemble, les données des tableaux 2 à 4 font voir une réaction plutôt élastique de l'offre de travail aux modifications d'indemnisation AI chez les travailleurs âgés, le degré d'élasticité de l'inactivité par rapport aux avantages étant de 0,25 à 0,32.

²¹Comme nous l'avons dit, dans ce modèle, la caractérisation vient seulement des covariables région-APRÈS et région-instruction-APRÈS. Retour
²²On notera aussi que ces estimations concordent avec les variations relatives globales du nombre de bénéficiaires Al pendant cette période. De 1984 à 1989, le nombre de bénéficiaires de RPC a augmenté de 56 576 par rapport à celui de RRQ. Malheureusement, on dispose seulement de données globales sur la population de bénéficiaires dans le temps dans l'une et l'autre des régions, aussi a-t-il été impossible de distinguer la parte de cette augmentation qui est attribuable aux hommes de 45 à 59 ans. On peut toutefois supposer que ce groupe a eu la même part (30 % ou 16 973 travailleurs) qu'en 1993 dans le RPC. On obtient 16 340 travailleurs, valeur très proche de ce chiffre administratif, en prenant 1.8 % de la population masculine de 45 à 59 ans dans les provinces où s'applique le RPC et en appliquant un taux moyen d'acceptation de 68 %. Retour
²³La fréquence de l'indemnisation Al chez les travailleurs de sexe masculin de 25 à 39 ans est de moins de 0.2 % Retour

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