Prévision du taux d'activité au Québec_vnov2012

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

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

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.

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+

Une analyse par la


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.

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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 ansAge de la cohorte

cohorte 1940

cohorte 1950



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

+𝛽𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒𝑘 ∗ ln(𝑜𝑓𝑓𝑟𝑒_𝑒𝑚𝑝𝑙𝑜𝑖)𝑡

+𝛿𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒𝑘 ∗ (𝑖𝑛𝑡 − 𝑟é𝑒𝑙)𝑡 + 𝜌𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒𝑘 ∗ (𝑓𝑒𝑐𝑜𝑛𝑑𝑖𝑡é)𝑡

+𝜕𝑘 ∗ 𝑎𝑔𝑒𝑘 ∗ (𝐼𝑃_𝑚𝑎𝑖𝑠𝑜𝑛_𝐼𝑃𝐶)𝑡 + 𝜇𝑐,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

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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.



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.

Une analyse par la


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



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 =∑ 𝑃𝑅𝑖𝑡

𝑖 ∗ (𝑤𝑖𝑡+1 −𝑤𝑖

𝑡) +∑ 𝑤𝑖𝑡 ∗𝑖 (𝑃𝑅𝑖

𝑡+1 − 𝑃𝑅𝑖𝑡) +

(3)∑ (𝑤𝑖𝑡+1

𝑖 −𝑤𝑖𝑡) ∗ (𝑃𝑅𝑖

𝑡+1 − 𝑃𝑅𝑖𝑡)

(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;

PRt1 : taux d’activité agrégé à la période t1

PRit : taux d’activité du sous-groupe i à la période t;

PRit1 : taux d’activité du sous-groupe i à la période t1;

w it : poids du sous-groupe i dans la population à la période t

w it1 : poids du sous-groupe i dans la population à la période t1

Une analyse par la


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.



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.

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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.



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*


Taux d’intérêt réel F-Statistique 1,20 2,05*


Taux de fécondité F-Statistique 2,78* 3,36*


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.

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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



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

Une analyse par la


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

Prévision du taux d'activité au Québec_vnov2012

Documents

Transcript of Prévision du taux d'activité au Québec_vnov2012