Revenu - Définitions, méthodologie et informations utiles (in French only)

Définition(s)

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C

• COEFFICIENT DE GINI
  • Le coefficient de Gini est une mesure d'inégalité de la distribution des revenus. Le coefficient, en pourcentage, est un nombre variant de 0 à 100, où 0 représente l'égalité parfaite, et 100 l'inégalité parfaite.
  • Le coefficient de Gini correspond à une surface définie à partir de la courbe de Lorenz, laquelle résulte du croisement de deux variables, soit la proportion cumulative d'une population et la proportion cumulative du revenu agrégé détenu par cette population, le revenu étant trié par ordre ascendant. Soit n, un échantillon représentatif d'un groupe d'observation et soit une variable décrivant le revenu. Les unités de l'échantillon sont triées en ordre ascendant du revenu. Soit pi, i=1,2,.,n, un vecteur qui représente les proportions de la population pour chaque unité i. (Ces proportions correspondent au poids de l'unité i, divisé par la somme des poids de tout l'échantillon n.) Soit wi, i=1,2,...,n, un vecteur qui représente les proportions du revenu agrégé pour chaque unité i; (ces proportions correspondent au poids de l'unité i, multiplié par son revenu, le tout divisé par le revenu agrégé de la population, c'est-à-dire la somme de chaque poids d'unité i multiplié par son revenu.) Le vecteur wk, k=1,2,...,i est défini identiquement. On définit l'inégalité au moyen du coefficient de Gini (G) par l'égalité suivante :
    
  • En pourcentage, le coefficient de Gini varie entre 0, qui représente la situation d'égalité parfaite (comme si toutes les unités du groupe d'observation avaient le même revenu) et 100 %, soit la situation d'inégalité parfaite (c'est-à-dire que la totalité du revenu de ce groupe est l'apanage d'une seule unité). Entre ces deux valeurs extrêmes, théoriques parce qu'inobservables dans les faits, l'inégalité empirique s'accroît à mesure que les segments situés à l'extrémité supérieure de la distribution du revenu détiennent une part de plus en plus grande de l'ensemble du revenu.

D

• DISTRIBUTION SELON LA TRANCHE DE REVENU
  • Cet indicateur donne la fréquence des ménages ou des particuliers par tranche de revenu. Une telle distribution fournit un portrait descriptif de la dispersion du revenu, autrement dit de son degré d'inégalité. Lorsque le revenu est moins dispersé (ou est moins inégalement réparti), un pourcentage élevé de la population se concentre dans les tranches de revenus intermédiaires. À l'inverse, lorsque le revenu est dispersé (et plus inégalement réparti), des pourcentages élevés sont observés aux extrémités de la distribution.

E

• ÉCART MOYEN DE FAIBLE REVENU
  • Alors que le taux de faible revenu fournit une appréciation de la prévalence du faible revenu des unités d'observation (i.e. ménages, unités familiales ou particuliers), l’écart moyen de faible revenu fournit une appréciation de la distance qui sépare ces unités d'observation du seuil du faible revenu. En proportion, il varie de 0, situation où tous les effectifs à faible revenu ont un revenu tout près du seuil, à 100 %, situation où tous les effectifs ont un revenu nul.
  • Soit z le seuil du faible revenu de référence selon la Mesure du faible revenu (MFR) ou la Mesure du panier de consommation (MPC). Soit yi le revenu ajusté d'une unité quelconque du groupe d'observation, qu'il s'agisse d'un ménage, d’une unité familiale ou d'un particulier. Pour une unité dont le revenu est négatif, on assigne yi = 0. Soit n le nombre d'unités identifiées à faible revenu, et soit i=1,2,.,n, un indice qui représente chaque unité à faible revenu. Ainsi, l’écart moyen de faible revenu se définit comme suit :
    
  • Cet indicateur, dont l'univers est restreint au sous-groupe des effectifs à faible revenu, mesure donc la moyenne des différences entre le seuil du faible revenu de référence et les revenus ajustés des effectifs à faible revenu, différences exprimées comme fractions de ce seuil.

F

• FAIBLE REVENU SELON LA MESURE DU FAIBLE REVENU (MFR)
  • Le seuil de référence de la Mesure du faible revenu (MFR) correspond à la moitié de la médiane du revenu de ménage (après impôt ou avant impôt) des particuliers de tous âges. Ce revenu est préalablement ajusté en fonction d'une échelle d'équivalence qui tient compte du nombre de particuliers par ménage afin de refléter les économies d'échelle dans la consommation. L'échelle d'équivalence utilisée dans le cadre de la MFR est la racine carrée de la taille du ménage. Une unité d'observation – ménage ou particulier – est donc considérée à faible revenu selon la MFR si son revenu de ménage ajusté est inférieur au seuil de référence.
  • La Mesure du faible revenu correspond à une mesure relative : l'état de faible revenu est établi en fonction de la position qu'occupent les particuliers dans la distribution du revenu lors d'une année donnée. Cet état n'est donc pas fonction d'un standard objectif, comme le fait de détenir un revenu permettant de satisfaire des besoins jugés essentiels.
  • La MFR est une mesure fréquemment utilisée pour effectuer des comparaisons territoriales. En effet, la plupart des pays se fondent sur cette mesure pour réaliser des comparaisons internationales. Par contre, pour produire des comparaisons temporelles, la prudence est de mise. En effet, la médiane du revenu varie selon le cycle économique; elle augmente en période d'expansion et diminue en période de récession. L'utilisation de la MFR, par rapport à une mesure fondée sur un standard objectif, a pour conséquence de surestimer la prévalence du faible revenu en période d'expansion, et de la sous-estimer en période de récession.
• DÉFINITIONS DU REVENU AUX FINS DE LA MFR
  • Le concept de revenu total sert à calculer les « seuils avant impôt ». Le revenu total comprend la somme du revenu du marché ainsi que tous les revenus de transferts issus des gouvernements fédéral et provincial, qu'ils soient imposables et non. Les revenus de transfert sont constitués du Régime de pension du Canada (RPC) ou de la Régie des rentes du Québec (RRQ), des prestations de la Sécurité de la vieillesse du Supplément de revenu garanti, des prestations de l'Assistance sociale, de l'Assurance-emploi, et de tous les autres transferts gouvernementaux. Aussi, le concept de revenu après impôt sert à calculer les « seuils après impôt ». Ce concept équivaut au revenu total, duquel est soustrait l'impôt fédéral et provincial.
  • NOTE SUR LE CALCUL DU REVENU MÉDIAN
    • Toute statistique sur le faible revenu basée sur la MFR et qui porte sur le Québec est calculée à partir du revenu médian québécois et non du revenu médian canadien. L'utilisation du revenu médian québécois dans le cadre des statistiques sur le Québec permet de mieux prendre en compte la réalité économique, à savoir que le revenu gagné est moindre au Québec que dans la moyenne canadienne. De ce fait, on évite de surestimer, par exemple, le taux de faible revenu au Québec.

   

• FAIBLE REVENU SELON LA MESURE DU PANIER DE CONSOMMATION (MPC)

  Lors de la parution des données de l’Enquête canadienne sur le revenu (ECR) de 2017 durant l’hiver 2019, Statistique Canada a révisé la MPC. Jusqu’à cette révision, la version de la MPC se rapportait à la « base 2011 » et couvrait la période 2002-2016. À compter de l’année de référence 2017, la révision de cette « base 2011 » a donné lieu à une nouvelle « base 2008 », couvrant la période 2006-2017 (voir Statistique Canada [2019] pour plus d’information). L’Institut de la statistique du Québec tiendra compte de cette nouvelle base « 2008 » dans une mise à jour qui sera effectuée à l’hiver 2020. Entre-temps, les estimations de la période 2010-2016 sont diffusées selon la « base 2011 », tandis que les estimations de 2017 sont diffusées selon la nouvelle « base 2008 ». Il est à noter que pour les années 2010, 2014 et 2015, les estimations établies selon la « base 2011 » diffèrent de manière négligeable – de quelques centièmes de points de pourcentage – de celles établies selon la nouvelle « base 2008 »; pour les années 2011, 2012, 2013 et 2016, elles sont identiques d’une base à l’autre. Pour les années 2002 à 2009, les estimations établies selon la « base 2011 » ont été temporairement retirées, car les différences avec celles établies selon la nouvelle « base 2008 » sont plus importantes durant cette période. La mise à jour selon la nouvelle « base 2008 » qui sera faite à l’hiver 2020 couvrira la période 2006-2017.

  • Le seuil de référence de la MPC (cf. RHDCC, 2009) repose sur une mesure du coût des biens et des services devant composer un « panier de consommation » jugé essentiel pour qu'une unité familiale de référence, composée de deux parents (âgés de 25 à 49 ans) et de deux enfants (un garçon de 13 ans et une fille de 9 ans), comble ses besoins de subsistance et d'intégration sociale. Ce panier est composé d'items se rapportant à la nourriture, aux vêtements et chaussures, au logement, au transport, et à d'autres biens et services, incluant les soins personnels, les besoins ménagers, l'ameublement, le service téléphonique de base, certains loisirs et divertissements, etc. Il est supposé que la totalité des dépenses pour se procurer les items de ce panier est réalisée par l'unité familiale.
  • Statistique Canada, depuis l'année de référence 2000, collige des données annuelles sur le coût de ces items, un coût qui varie d'une province à l'autre et selon la taille des collectivités. Au Québec, on en a retenu six. Il s'agit de : RMR de Québec, RMR de Montréal, région rurale, région urbaine (< 30 000 habitants), région urbaine (30 000 à 99 999), région urbaine (100 000 à 500 000). Le seuil de référence de la MPC, qui représente le coût du panier pour l'unité familiale de référence, varie donc selon la taille de ces collectivités. À compter de l'année de référence 2008, ces seuils ont été recalculés à partir de nouveaux paramètres, et ce, rétroactivement jusqu'en 2000 : il s'agissait de la « base 2008 » (Hatfield, Pyper & Gustajtis, 2010). Puis, à compter de l’année de référence 2011, ces seuils ont fait l’objet d’une seconde révision, cette fois-ci rétroactivement jusqu’en 2002 : il s’agit maintenant de la « base 2011 ». Les seuils utilisés ici réfèrent donc à la « base 2011 ». Les changements dans le calcul des seuils entre cette base 2011 et celle de 2008 sont expliqués dans un document produit par Statistique Canada (2013, pp. 10-11).
  • Les seuils MPC varient aussi selon le type d'unité familiale. Les unités n'ayant pas la même taille que l'unité de référence ne présenteront pas les mêmes besoins de consommation. Le seuil du faible revenu de chaque type d'unité familiale est obtenu en ajustant le seuil de référence d'une collectivité donnée au moyen d'une « échelle d'équivalence ».
  • Une unité d'observation - unité familiale ou personne - est dès lors reconnue à faible revenu selon la MPC si le revenu familial disponible (cf. note sur la définition du revenu au prochain paragraphe) qui est associé à cette unité est inférieur au produit du seuil de référence de la collectivité où elle habite par un facteur d'ajustement (cf. note sur le calcul des seuils, à la fin du présent document).
  • DÉFINITION DU REVENU AUX FINS DE LA MPC
  • Le concept de revenu utilisé dans le cadre de la MPC, le « revenu disponible », diffère du concept de revenu après impôt utilisé pour la MFR. En effet, le revenu tel que défini pour la MFR est constitué du revenu après impôt seulement. Afin de mieux refléter le revenu « réellement » disponible pour la consommation, certaines dépenses non liées à la consommation sont soustraites du revenu après impôt pour la mesure MPC. Ces dépenses sont les suivantes : les cotisations à l'assurance-emploi, au Régime de pensions du Canada ou au Régime de rentes du Québec, aux régimes de pension agréés, les cotisations syndicales, les frais d'association professionnelle et les primes d'assurance-responsabilité professionnelle, les frais de garde d'enfants encourus afin d'occuper un emploi rémunéré, les pensions alimentaires payées, les primes d'assurance-maladie publique, les frais médicaux directs, y compris les primes d'assurance privée. Enfin, le revenu disponible des unités familiales étant propriétaires sans hypothèque est ajusté pour tenir compte de leurs dépenses en logement (Statistique Canada, 2013, p. 11).
  • NOTE SUR LE CALCUL DES SEUILS PAR UNITÉ FAMILIALE
  • L'échelle d'équivalence permet de calculer, pour chaque unité familiale, un « facteur d'équivalence », qui consiste en une somme de poids. Sous la nouvelle « base 2011 », ce facteur d'équivalence est la racine carrée du nombre de membres de la famille économique. En particulier, dans le cas d'une personne seule, ce facteur est égal à 1, et dans celui d'une famille de deux personnes, il est égal à la racine carrée de 2. Le seuil du faible revenu de chaque type d'unité familiale est généré au moyen de la formule suivante : seuil d'une unité familiale donnée, pour une collectivité donnée = seuil de référence de cette collectivité x facteur d'équivalence de cette unité familiale / facteur d'équivalence de l'unité familiale de référence. Le facteur d'équivalence de l'unité familiale de référence est donc la racine carrée de 4, c'est-à-dire 2. Le rapport entre, d'une part, le facteur d'équivalence de l'unité dont on veut le seuil et, d'autre part, celui de l'unité de référence, sert donc d'ajustement. À titre d'exemple, le seuil d'une personne seule appartenant à une collectivité donnée représente la demie du seuil de référence de cette collectivité ; celui d'une famille de deux personnes est ce seuil de référence, multiplié par la racine carrée de la taille, le tout divisé par 2. Le fondement général de cette échelle d'équivalence est que plus une unité familiale comportera de membres, plus le montant de revenu nécessaire pour se procurer le panier de consommation sera élevé, mais ce montant de revenu additionnel décroît avec le nombre de personnes vivant dans l'unité familiale.

  SOURCES

  • RESSOURCES HUMAINES ET DÉVELOPPEMENT DES COMPÉTENCES CANADA (2009). Le faible revenu au Canada de 2000 à 2007 selon la mesure du panier de consommation, Ottawa, RHDCC, 83 p.
  • HATFIELD, M., W. PYPER et B. GUSTAJTIS (2010). Premier examen complet de la mesure du faible revenu fondée sur un panier de consommation, rapport final, Ottawa, RHDCC, 88 p.
  • STATISTIQUE CANADA (2013). Les lignes de faible revenu 2011-2012, Ottawa, Statistique Canada, 40 p.
  • STATISTIQUE CANADA (2019). Modifications méthodologiques apportées à la Mesure du panier de consommation en 2019, produit no 75F0002M au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, Statistique Canada, 7 p. (Série de documents de recherche – Revenu).

   

  M

  • MÉNAGE
    • Personne ou groupe de personnes occupant un logement.
  • MESURES DE PRÉCISION
    • Les estimations présentées dans les tableaux s’accompagnent de mesures de précision, c’est-à-dire de coefficients de variation (CV). Les estimations comportant un CV supérieur à 33 % ne peuvent être diffusées, car elles sont peu fiables. Ces mesures de précision tiennent compte du plan de sondage de l’enquête. Pour ce faire, la méthode d’autoamorçage (en anglais bootstrap) a été utilisée.

  Q

  • INDICATEURS PAR QUINTILE
    • Le quintile, à l'instar de la notion plus générale de centile, renvoie à la position occupée dans la distribution des fréquences.
    • La limite quintile est obtenue en rangeant d'abord, pour chaque groupe de référence considéré, tous les revenus, du plus faible au plus élevé, et ensuite, en choisissant la valeur de revenu sous laquelle 20 % (limite inférieure), 40 % (deuxième limite), 60 % (troisième), 80 % (quatrième) et 100 % (limite supérieure) des effectifs se trouvent. Nous avons eu recours aux limites quintiles pour décrire le degré d'inégalité d'une distribution de revenu. Ainsi, plus les différences de revenu entre deux limites quintiles sont faibles, plus le degré d'inégalité est faible, et au contraire, plus les différences sont importantes, plus le degré d'inégalité est élevé.
    • Le quintile comme tel est associé au segment compris entre deux limites quintiles. Le premier segment comprend les revenus inférieurs à la limite quintile inférieure (20 %), le deuxième segment comprend les revenus situés entre la limite quintile inférieure et la seconde limite quintile, et ainsi de suite. Au total, on obtient cinq segments.
    • À partir de ces segments, nous avons calculé deux autres indicateurs, soit la moyenne de revenu par quintile et la répartition du revenu par quintile, c'est-à-dire les pourcentages que représentent les revenus agrégés de toutes les unités de chaque quintile dans le revenu agrégé de l'ensemble des unités. Pour les limites quintiles, plus les différences entre ces moyennes ou entre ces pourcentages sont faibles, plus le degré d'inégalité est faible, et au contraire, plus les différences sont importantes, plus le degré d'inégalité est élevé.
    • Il est à noter que pour la délimitation de chaque quintile, nous avons utilisé une méthode de redistribution des poids faisant en sorte que chaque quintile contient exactement 20 % du groupe de référence considéré.

   

  R

  • REVENU MÉDIAN
    • Si une valeur de revenu est telle que la moitié d'un groupe de ménages ou de particuliers a un revenu qui lui est inférieur ou égal, cette valeur constitue le revenu médian.
  • REVENU MOYEN
    • Il s'agit de la moyenne arithmétique du revenu, pour un groupe donné de ménages ou de particuliers.
  • DÉFINITION DU REVENU
    • Le revenu du marché est la somme des revenus suivants : les revenus de travail (qui comprennent les salaires et traitements avant déductions ainsi que les revenus du travail autonome), les revenus de placements, les pensions de retraite privées (incluant les rentes d'un REER), les pensions alimentaires reçues et les autres revenus de sources privées.
    • Le revenu total comprend la totalité des revenus provenant du marché ainsi que tous les revenus de transferts issus des gouvernements fédéral et provincial, qu'ils soient imposables et non. Les revenus de transfert sont constitués du Régime de pension du Canada (RPC) ou de la Régie des rentes du Québec (RRQ), des prestations de la Sécurité de la vieillesse du Supplément de revenu garanti, des prestations de l'Assistance sociale, de l'Assurance-emploi, et de tous les autres transferts gouvernementaux.
    • Enfin, le revenu après impôt équivaut au revenu total, duquel est soustrait l'impôt fédéral et provincial.

  S

  • SEUILS DU FAIBLE REVENU (MFR ou MPC)
    • Les seuils du faible revenu représentent les niveaux de revenu en dessous desquels les unités d'observation, en l'occurrence les ménages, les unités familiales ou les particuliers, sont considérées à faible revenu. Ces seuils sont établis pour la Mesure du faible revenu (MFR) ou la Mesure du panier de consommation (MPC).

   

  T

  • TAUX DU FAIBLE REVENU
    • Le taux de faible revenu mesure le pourcentage des unités d'observation – ménages, unités familiales ou particuliers - dont le revenu de ménage est inférieur aux seuils prévus, qu'il s'agisse de la Mesure du faible revenu (MFR) ou de la Mesure du panier de consommation (MPC).

   

  U

  • UNITÉ FAMILIALE
    • Une unité familiale se compose soit d’une « famille économique », soit d’une « personne hors famille économique ». La famille économique renvoie à un groupe de deux personnes ou plus qui habitent dans le même logement et qui sont apparentées par le sang, par alliance, par union libre ou par adoption. Toute personne qui ne fait pas partie d’une famille économique est considérée comme une personne hors famille économique.

   

Information(s) utile(s)

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• COMPARABILITÉ DES SOURCES DE DONNÉES UTILISÉES POUR LES SÉRIES DÉBUTANT EN 1996
• Au cours des dernières années, Statistique Canada a apporté des changements méthodologiques à ses données d’enquêtes sur le revenu.
• Le premier de ces changements est le remplacement de l’Enquête sur les finances des consommateurs (EFC), qui s’est tenue pour les années de référence 1971 à 1997 inclusivement, par l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR), qui a débuté avec l’année de référence 1993 (et s’est terminée avec l’année 2011). Or, il est d’usage de combiner les données de ces deux enquêtes qui ont été colligées pour les mêmes années, soit de 1993 à 1997, afin de produire des estimations plus précises. Au préalable, les équipes chargées de l’EDTR et de l’EFC ont travaillé à détailler et à atténuer les différences dans les estimations issues de ces deux enquêtes (Statistique Canada, 2000). Les estimations de 1996 et de 1997 de la présente collection résultent donc de cette combinaison. Par la suite, Statistique Canada a révisé les données de l’EDTR notamment afin de tenir compte de l’évolution de la répartition de la population selon des caractéristiques clés comme la province, l’âge et le sexe (Statistique Canada, 2005).
• Le changement récent le plus important est le remplacement de l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR) par l’Enquête canadienne sur le revenu (ECR) à compter de l’année de référence 2012. Lors de la parution des données de l’ECR de 2012, Statistique Canada avait invité les utilisateurs à faire preuve de prudence dans toute comparaison des estimations de ces deux enquêtes (Statistique Canada, 2014).
• Toutefois, lors de la parution des données de l’ECR de 2013, Statistique Canada a ajusté les données de l’EDTR sur la période de 2006 à 2011 pour les rendre le plus comparables possible aux données de l’ECR. Ainsi, pour « assurer la comparabilité continue des statistiques sur le revenu au fil du temps, Statistique Canada a diffusé des estimations historiques révisées pour les années 2006 à 2011, lesquelles permettent de comparer les données de l’ECR à celles des années antérieures » (Statistique Canada, 2015, p. 5).
• En dépit de ces ajustements, Statistique Canada met toujours en garde les utilisateurs : pour « certaines caractéristiques, les tendances des données pourraient révéler une "rupture" en raison du changement de méthodologie. Cette rupture pourrait se manifester comme un mouvement évident des données à la hausse ou à la baisse qui coïncide avec le changement de méthodologie. Ces ruptures peuvent être plus courantes dans certaines estimations pour les petits domaines comme selon le type de famille ou la région » (Statistique Canada, 2015, p. 4).
• Enfin, lors de la parution des données de l’ECR de 2014, Statistique Canada a révisé les données des années 2006 à 2013 (soit 2006 à 2011 pour l’EDTR et 2012 à 2013 pour l’ECR) afin que les estimations (y compris celles de 2014) reflètent désormais les totaux de population du Recensement de 2011 (Statistique Canada, 2016). Cependant, ce changement n’a pas d’incidence sur la comparabilité entre l’EDTR et l’ECR. Les données de 2015 et de 2016 reflètent aussi ces totaux de population.

SOURCES

• STATISTIQUE CANADA (2000). D’une enquête à l’autre : Une série intégrée de données sur le revenu de l'EFC et de l'EDTR 1989-1997, [En ligne], Ottawa, Statistique Canada, 19 p. [www150.statcan.gc.ca/n1/fr/pub/75f0002m/75f0002m2000002-fra.pdf?st=WOFERM9k].
• STATISTIQUE CANADA (2005). Enquête sur la dynamique du travail et du revenu : révision historique de 2003, [En ligne], Ottawa, Statistique Canada, 46 p. [www150.statcan.gc.ca/n1/pub/75f0002m/75f0002m2005009-fra.pdf].
• STATISTIQUE CANADA (2014). Note aux utilisateurs des données de l’Enquête canadienne sur le revenu de 2012, [En ligne], Ottawa, Statistique Canada, 6 p. [www.statcan.gc.ca/pub/75-513-x/75-513-X2014001-fra.pdf].
• STATISTIQUE CANADA (2015). Révision aux données sur le revenu de 2006 à 2011, [En ligne], Ottawa, Statistique Canada, 20 p. [www.statcan.gc.ca/pub/75f0002m/75f0002m2015003-fra.pdf].
• STATISTIQUE CANADA (2016). Enquête canadienne sur le revenu : modification apportée à la base démographique de référence, 2006 à 2013, [En ligne], Ottawa, Statistique Canada, 41 p. [www.statcan.gc.ca/pub/75f0002m/75f0002m2016003-fra.pdf].