Archivé - Dépenses fiscales et évaluation 2010

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Réaction des particuliers aux changements du taux effectif marginal d'imposition 

Introduction 

Au cours des dernières décennies, on a cherché à mieux comprendre la manière dont les impôts influent sur le comportement des contribuables. Étant donné que les gouvernements perçoivent la plus grande part de leurs revenus des particuliers, les efforts ont surtout visé à mieux connaître comment l'impôt sur le revenu des particuliers affectait les décisions de ces derniers.

De nombreux chercheurs ont étudié comment les impôts influaient sur des éléments précis, comme l'offre de main-d'œuvre, l'épargne, l'entrepreneuriat, les investissements dans l'acquisition de compétences. D'autres ont étudié les effets des impôts en fonction d'une mesure globale du comportement des particuliers, soit le revenu imposable de ces derniers (revenu total ou brut, moins les déductions). Cette deuxième approche rend compte de l'incidence des taux marginaux d'imposition à la fois sur les comportements économiques réels des particuliers et sur leurs efforts pour réduire leur impôt payable (par exemple, en se prévalant de déductions ou en optant pour des formes de rémunération non imposables).

L'intérêt que suscite l'effet des changements des taux d'imposition sur le revenu imposable n'est pas uniquement théorique. Les gouvernements des États-Unis et du Royaume-Uni, entre autres, tiennent compte des réactions comportementales au moment d'évaluer les changements apportés à l'impôt sur le revenu des particuliers. Ainsi, lorsque le Royaume-Uni a porté le taux supérieur d'imposition du revenu des particuliers de 40 % à 50 % (cette hausse entrant en vigueur en 2010), les décideurs ont tenu compte du fait que les personnes touchées par cette mesure répondraient en réduisant leur revenu imposable[1].

La présente étude résume l'analyse empirique menée par le ministère des Finances au sujet de l'incidence que les réductions récentes des taux effectifs marginaux d'imposition ont eue sur le revenu imposable des particuliers canadiens. Une telle analyse présente de nombreux avantages pour la compréhension de l'effet des impôts sur le comportement des particuliers.

  • En premier lieu, nous analysons la situation observée au Canada dans un passé récent (la fin des années 1990 et le début des années 2000), en tirant parti des écarts importants qui existent dans le moment et la portée des réductions d'impôt apportées d'une province à l'autre, ce qui nous permet de produire des estimations robustes.
  • En deuxième lieu, à partir d'un vaste et riche ensemble de données administratives, nous pouvons recourir à deux méthodes complémentaires, ce qui ajoute encore à la robustesse des résultats.
  • Finalement, notre analyse s'appuie sur d'autres études et tente de répondre aux grandes questions empiriques relevées dans ce domaine.

Les résultats de l'analyse concordent de façon générale avec ceux d'autres études canadiennes, ce qui permet d'étayer solidement la conclusion selon laquelle les particuliers, et surtout ceux ayant un revenu élevé, réagissent aux changements des taux d'imposition. Cette conclusion est importante, tant pour l'analyse de la politique fiscale que pour la production d'estimations de l'impact des modifications fiscales sur les revenus des gouvernements.

L'étude est divisée de la manière suivante : nous présentons tout d'abord le concept utilisé pour mesurer les réponses comportementales aux changements d'ordre fiscal (l'élasticité du revenu imposable) et nous passons brièvement en revue des études antérieures et les défis que pose l'analyse dans ce domaine. Nous décrivons ensuite les stratégies employées pour produire des estimations aux fins de l'analyse empirique avant d'exposer nos résultats. Les annexes techniques présentent une revue de la littérature ainsi que les données et les techniques de modélisation retenues.

L'élasticité du revenu imposable – Définition, études antérieures et principaux aspects méthodologiques 

Définition

L'élasticité du revenu imposable, ou ERI, sert à mesurer la réaction globale des particuliers – au niveau du revenu imposable – aux changements touchant les taux marginaux d'imposition. On entend par élasticité la sensibilité d'une variable économique donnée aux variations d'une autre variable. Dans le présent contexte, l'ERI désigne le pourcentage de variation du revenu imposable que devrait entraîner une variation de 1 % de la valeur après impôt de chaque dollar marginal de revenu imposable (ce que l'on appellera le « taux après impôt »).

La réaction mesurée d'après l'ERI est fondée sur deux grandes catégories de décisions de la part des particuliers. En effet, ceux-ci peuvent soit modifier leur comportement économique réel, soit réorienter leurs activités afin de réduire leur revenu imposable.

Comportement économique réel : Les changements de comportement économique réel imputables à l'impôt peuvent survenir lorsqu'une modification des taux marginaux d'imposition a une incidence sur la valeur de la consommation par rapport à celle du loisir. Les particuliers peuvent réagir par différents moyens et faire de nouveaux choix en ce qui touche la mesure dans laquelle ils travaillent et consomment au fil du temps. Ils peuvent notamment modifier leur nombre d'heures de travail et leur effort de travail, revoir leurs choix entre un emploi rémunéré et un travail autonome ou leur propre entreprise, ou encore modifier leur niveau d'épargne et leur investissement dans l'acquisition de compétences (capital humain)[2].

Efforts de réduction du revenu imposable : Les contribuables peuvent aussi chercher à réduire leur revenu imposable, de manière à payer moins d'impôt, par suite de changements apportés aux taux d'imposition. Pensons par exemple au choix de la forme de rémunération, comme la rémunération imposable par opposition aux avantages sociaux non imposables, ou encore le recours aux options d'achat d'actions qui donnent droit à des déductions, de même qu'à d'autres déductions, entre autres les actions accréditives et la déduction des frais de placement[3].

Études antérieures

Ainsi que le montre le graphique 1, de nombreux chercheurs ont déjà analysé l'incidence des taux d'imposition sur le revenu imposable des particuliers, surtout aux États-Unis, mais également au Canada et dans d'autres pays. Certaines des études en question sont commentées à l'annexe 1.

Graphique 1 - Estimation de l'ERI, études choisies (estimation préférées ou estimations médianes)

Voici les principaux résultats qui ressortent de ces travaux :

  • La valeur estimative médiane de l'ERI selon la littérature empirique internationale se situe à 0,4 environ. Une telle ERI suppose qu'une hausse ou une baisse de 10 % de la valeur après impôt de chaque dollar final de revenu imposable entraînera une hausse ou une baisse d'environ 4 % du revenu imposable déclaré par le contribuable.
  • Les principales études canadiennes font état d'une ERI globale d'environ 0,2, soit la moitié de celle mentionnée dans la littérature internationale.
  • On observe que l'ERI est significativement plus importante dans le cas des contribuables ayant un revenu très élevé.
  • La plupart des études sont fondées sur des données au niveau des particuliers, mais certaines (marquées d'une note dans le graphique 1) font appel à une approche d'agrégation des parts de revenu (prise en compte de la tranche supérieure de 10 % ou de 1 % de la population à titre de groupe). Chaque approche ayant des points forts et des points faibles, l'analyse du ministère des Finances fait appel à l'une et l'autre.

Principaux aspects méthodologiques

Aux fins de la production d'estimations crédibles de l'ERI[4], deux aspects importants doivent être pris en compte. Tout d'abord, la manière dont l'inégalité du revenu évolue au fil du temps peut biaiser les estimations de l'ERI lorsque l'inégalité du revenu change en raison de facteurs non fiscaux et que ce changement survient durant une période où sont également apportés des changements fiscaux. Par exemple, si la demande de travailleurs hautement qualifiés augmente de façon significative par rapport à la demande d'autres travailleurs et que la hausse du revenu des travailleurs hautement qualifiés coïncide avec une modification des taux d'imposition, on supposera que cette hausse de revenu est le résultat de la modification des taux d'imposition. L'autre aspect important est lié aux variations temporaires du revenu des contribuables d'une année à l'autre, par opposition à des tendances générales touchant la distribution du revenu. Une telle situation survient lorsque le revenu d'un particulier fluctue de façon marquée à la suite d'un choc passager (par exemple, si le particulier a droit à une rémunération au rendement ou s'il est au chômage un certain temps), puis que ce revenu revient au niveau correspondant au profil de revenu du particulier dans une perspective à long terme. Si l'on ne tient pas compte de ce facteur, la régression assimilera ces variations du revenu imposable – non attribuables à des facteurs fiscaux – au cours de l'année où survient une modification d'ordre fiscal à un effet de cette modification, ce qui peut induire un biais marqué dans les estimations de l'ERI. Si les premières études américaines[5] ne comportaient pas de variables de contrôle pour tenir compte de ces deux aspects, les études subséquentes, dont l'analyse du ministère des Finances résumée ici, leur ont accordé une attention particulière dans le cadre de leurs stratégies d'estimation[6].

L'effet des transferts entre assiettes fiscales est un autre facteur qui entre en jeu lorsque l'on estime l'ERI. Au Canada, les professionnels et les propriétaires de petites entreprises peuvent décider de se constituer en personne morale, de manière à être assujettis à la fois à l'impôt sur le revenu des sociétés et à l'impôt sur le revenu des particuliers. Il peut y avoir transfert du revenu imposable entre l'assiette de l'impôt sur le revenu des particuliers et celle de l'impôt sur le revenu des sociétés si le coût fiscal relatif associé aux deux régimes change (par exemple, les propriétaires exploitants seront plus susceptibles de se constituer en personne morale si cela permet de différer l'impôt payable ou si les taux d'impôt sur le revenu des sociétés deviennent plus favorables dans ce dernier cas). Les études américaines portant sur les transferts entre assiettes fiscales[7] font état de transferts importants à la suite de changements du coût fiscal relatif des deux régimes d'impôt mentionnés. Toutefois, la plupart des études portant sur l'ERI mettent l'accent sur l'assiette de l'impôt sur le revenu des particuliers et n'analysent pas les effets éventuels au niveau de l'assiette de l'impôt sur le revenu des sociétés. Cela laisse croire qu'il pourrait exister un biais dans les estimations actuelles de l'ERI si l'on s'intéresse à l'incidence d'une mesure fiscale sur l'ensemble des revenus gouvernementaux. L'analyse préparée par le ministère des Finances permet d'atténuer ce biais en incorporant des variables de contrôle pour les situations où des particuliers passent d'un régime à l'autre, ainsi qu'en effectuant des analyses de sensibilité dans le cas des particuliers dont le revenu est peu susceptible de faire l'objet d'un transfert entre les deux assiettes d'impôt (se reporter à l'annexe 2).

Un dernier aspect à considérer aux fins de produire des estimations crédibles de l'ERI concerne la prise en compte des effets entraînés par l'évolution de facteurs externes sur le revenu imposable. Il peut s'agir de chocs économiques exogènes affectant la demande de main-d'œuvre ou le revenu de placement, ou encore de changements apportés à des facteurs institutionnels, comme la variation des efforts déployés par les autorités pour assurer l'application des règles fiscales et favoriser leur respect. Le fait de ne pas tenir compte de ces facteurs rendrait les estimations moins fiables dans les cas où les effets des changements sur le revenu imposable coïncideraient avec des changements fiscaux. L'analyse préparée par le ministère des Finances tient compte de cet aspect de deux façons. Elle utilise d'une part un ensemble complet de variables de contrôle (se reporter à l'annexe 2) et, d'autre part, elle se fonde sur la variation interprovinciale des changements de taux d'imposition pour déterminer l'ERI. Étant donné que l'Agence du revenu du Canada assure l'application des impôts fédéraux pour l'ensemble des Canadiens (et également des impôts provinciaux pour tous les citoyens résidant à l'extérieur du Québec), il est peu probable que l'application des règles fiscales varie de façon significative d'une province à l'autre.

Réaction des particuliers aux changements de taux
marginaux d'imposition au Canada à la fin des années
1990 et au début des années 2000 

Le volet empirique de la présente étude comporte l'examen de la manière dont les particuliers ont réagi aux modifications de la politique fiscale mises en œuvre à la fin des années 1990 et au début des années 2000, période durant laquelle les taux des impôts tant fédéral que provinciaux sur le revenu des particuliers ont été réduits de façon marquée. Les écarts observés dans le moment et l'ampleur des réductions des impôts provinciaux constituent la source des variations permettant d'estimer la réaction des contribuables.

Analyse descriptive

Le graphique 2, qui porte sur les quatre plus importantes provinces, montre qu'il y a eu deux périodes à la fin des années 1990 et au début des années 2000 où s'est produite une variation significative des taux marginaux d'imposition des contribuables faisant partie du décile de revenu le plus élevé[8].

En premier lieu, il y a eu une baisse importante des taux effectifs marginaux d'imposition[9] (TEMI) en Ontario au cours de la deuxième moitié des années 1990, tandis que ces taux demeuraient à peu près inchangés au Québec, en Alberta et en Colombie-Britannique. Durant cette période, la croissance du revenu imposable (à l'exclusion des gains en capital) en Ontario a été supérieure à celle enregistrée au Québec et en Colombie-Britannique, seule l'Alberta soutenant le rythme de cette croissance.

La deuxième variation à signaler est la nette baisse du TEMI dans l'ensemble du Canada en 2001 et en 2002. Bien que les modifications des taux d'imposition fédéraux et des fourchettes de revenus correspondantes aient entraîné une baisse du TEMI dans toutes les provinces, les importantes réductions des taux d'imposition provinciaux en Colombie-Britannique et en Alberta lors des deux années en question constituent une source importante de variation interprovinciale du TEMI, ce qui peut servir à déterminer la réaction des contribuables. Le graphique 2 montre que, à la suite de ces réductions d'impôt, la croissance du revenu imposable a connu une croissance plus rapide en Colombie-Britannique et en Alberta qu'en Ontario et au Québec[10].

Analyse économétrique

Aux fins de l'analyse économétrique, nous utilisons deux stratégies pour estimer la réaction comportementale des contribuables au Canada. Nous disposons en effet d'un ensemble de données administratives (données de panel) exhaustif provenant des dossiers fiscaux des particuliers pour la période allant de 1994 à 2006.

  • La première stratégie consiste à utiliser les données au niveau des particuliers. Un modèle similaire à celui de Gruber et Saez (2002)[11] est appliqué à l'ensemble des données de panel pour estimer l'ERI d'après les variations du TEMI entre provinces et au fil du temps.
  • La deuxième stratégie fait appel aux mêmes données de panel, mais sous forme de séries chronologiques agrégées, de manière à analyser l'incidence des changements fiscaux. Cette fois, nous appliquons le modèle d'agrégation des parts de revenu de Saez (2004), qui est décrit à l'annexe 1, mais nous l'élargissons afin de tirer parti de la disponibilité de données sur les variations provinciales.

Graphique 2 - Tendances relative aux TEMI

L'application de ces deux modèles aux mêmes données et réformes fiscales permet de tester à la fois la robustesse de chaque modèle et l'efficacité des variables de contrôle des événements exogènes influant sur le revenu des contribuables. Les deux stratégies d'estimation et les aspects entourant la construction des variables sont décrites à l'annexe 2.

Résultats 

Compte tenu de la possibilité que l'ERI varie selon le groupe de revenu, nous avons effectué des analyses de régression distinctes à l'égard de groupes de revenus choisis. Même si les estimations n'ont pas porté uniquement sur eux, il y a quatre groupes de revenu à l'égard desquels les deux stratégies d'estimation ont produit des résultats comparables. Ces groupes sont la tranche supérieure de 10 % (revenu imposable réel supérieur à 60 000 $), la tranche supérieure de 5 % (revenu imposable réel supérieur à 80 000 $), la tranche supérieure de 2 % (revenu imposable réel supérieur à 110 000 $) et la tranche supérieure de 1 % (revenu imposable réel supérieur à 150 000 $)[12]. La tranche supérieure de 10 % des déclarants représentait environ 60 % des impôts sur le revenu des particuliers payés (en 2006), et ce pourcentage était de près de 25 % dans le cas de la tranche supérieure de 1 %.

Les résultats des estimations selon les deux méthodes sont concordants pour chaque groupe de revenu (tableau 1). À partir d'un échantillon comprenant des particuliers ayant un revenu imposable réel d'environ 60 000 $ et plus par année, nous avons obtenu une élasticité estimée de 0,2 environ. Ce résultat signifie qu'une hausse ou une baisse de la valeur après impôt de chaque dollar final de revenu imposable donnera lieu à une hausse ou à une baisse d'environ 2 % du revenu imposable déclaré par le contribuable.

Tableau 1
Estimations de l'élasticité du revenu imposable
  Élasticité du revenu imposable
 
Tranche de revenu
(dollars de 2006)
Données de panel Données agrégées
Tranche supérieure de 10 % 60 000 $ et plus 0,19 0,19
Tranche supérieure de 5 % 80 000 $ et plus 0,32 0,30
Tranche supérieure de 2 % 110 000 $ et plus 0,51 0,46
Tranche supérieure de 1 % 150 000 $ et plus 0,72 0,62
Toutes les estimations sont significatives au niveau de 1 %.

Cette élasticité de 0,2 correspond au degré moyen de réaction d'un assez vaste échantillon de contribuables, bien qu'elle ne soit pas nécessairement la même pour tous les particuliers dont le revenu imposable se situe dans la tranche supérieure de 10 %. De fait, les estimations de l'ERI augmentent de façon marquée pour les tranches de revenu encore plus élevées. Ainsi, la réaction des particuliers faisant partie de la tranche supérieure de 5 % de la distribution du revenu imposable (élasticité d'environ 0,3) ou de la tranche supérieure de 1 % (élasticité de 0,62 à 0,72, selon la stratégie d'estimation utilisée) est nettement plus forte que celle observée pour la tranche supérieure de 10 %. Ces estimations de l'ERI pour les tranches supérieures de revenu correspondent à celles mentionnées dans la littérature sur le sujet.

Ainsi que nous l'avons indiqué précédemment, l'ERI est une mesure composite qui rend compte des ajustements du comportement économique réel et des changements apportés en vue de réduire son revenu imposable. Il n'existe pas de moyen idéal de décomposer les estimations en fonction des deux grandes catégories de réactions des particuliers, mais on peut approfondir la question en analysant des sous-groupes qui pourraient opter pour des moyens différents de rajuster leur revenu imposable.

À titre d'exemple, une analyse de sensibilité a été effectuée concernant la principale source de revenus des contribuables. Il est permis de croire que les particuliers qui touchent un revenu d'entreprise ou un revenu de placement ont davantage de possibilités de rajuster leur revenu que les autres particuliers (comme les salariés qui n'ont pas de rémunération au rendement, d'options d'achat d'actions, etc.). Lorsque l'on élimine de l'échantillon les propriétaires d'entreprises et les contribuables qui tirent la plus grande partie de leur revenu de placements, y compris ceux qui peuvent se prévaloir d'options d'achat d'actions, l'ERI pour ce groupe de revenu général passe de 0,2 à 0,12. Un tel résultat confirme que les propriétaires d'entreprises et les investisseurs disposent en général d'une plus grande latitude que la plupart des contribuables pour ajuster leurs activités économiques réelles ainsi que de plus grandes possibilités de soustraire leur revenu à l'impôt sur le revenu des particuliers.

Il importe de noter, cependant, que la réaction estimée des particuliers dans la tranche supérieure de 1 % demeure significative même une fois que l'on a retranché de l'échantillon les propriétaires d'entreprises, les investisseurs et les détenteurs d'options d'achat d'actions. L'ERI pour cet échantillon résiduel s'établit à 0,68, en utilisant l'approche des données de panel des particuliers, contre 0,72 pour l'échantillon d'origine. Un examen plus poussé montre que la source principale de réaction de ces particuliers pourrait se situer dans la modification du revenu d'emploi. En effet, si l'on mesure la réaction de ces particuliers d'après l'élasticité du revenu d'emploi brut par rapport au taux après impôt, le résultat demeure élevé (environ 0,65). Même si ce résultat peut tenir en partie à un transfert de formes de rémunération non imposables (p. ex., avantages sociaux) à des formes imposables, l'ampleur de la réaction donne à penser que la hausse de la quantité et de la qualité de l'offre de main-d'œuvre joue un rôle important.

Conclusion 

Aux fins de l'évaluation de la politique fiscale, il importe de comprendre la manière dont les changements de taux d'imposition influent sur le comportement des contribuables, tant au regard du revenu qu'ils gagnent que du revenu imposable qu'ils déclarent. La présente étude résume une analyse portant sur la manière dont les particuliers ont réagi aux réductions des taux fédéraux et provinciaux d'imposition à la fin des années 1990 et au début des années 2000. L'ERI estimée pour les déclarants canadiens se situant dans la tranche supérieure de revenu de 10 % est d'environ 0,2, ce qui concorde avec les estimations figurant dans d'autres études canadiennes tout en étant inférieure à l'élasticité de 0,4 qui semble faire consensus dans la littérature internationale pour un groupe général et comparable de contribuables.

Les estimations de la réaction comportementale d'après les données canadiennes augmentent toutefois de façon importante lorsque l'analyse est circonscrite aux groupes ayant le revenu le plus élevé, ce qui concorde avec les estimations relatives aux particuliers ayant un revenu élevé dans la littérature internationale. Selon nos estimations, l'ERI applicable à la tranche supérieure de 5 % de la distribution du revenu imposable est d'environ 0,3, tandis qu'elle se situe entre 0,6 et 0,7 environ dans le cas de la tranche supérieure de 1 %.

Les résultats de l'analyse correspondent de façon générale à ceux d'autres études, de sorte que l'on dispose de résultats probants établissant que les Canadiens, en particulier ceux qui ont un revenu élevé, réagissent bel et bien aux changements des taux d'imposition. Ces résultats probants sont utiles dans le contexte de l'analyse de la politique fiscale ainsi qu'aux fins d'estimer l'incidence des modifications de cette politique sur les revenus des gouvernements.

Annexe 1 – Revue de la littérature 

Dans le graphique 1, nous présentions les estimations de l'ERI que l'on retrouve dans la littérature spécialisée, regroupées en fonction de grandes catégories. La variabilité de ces estimations, mise en relief dans ce graphique, tient à un large éventail de facteurs, notamment : i) les hypothèses de modélisation (par exemple l'absence de variables de contrôle adéquates à l'égard des chocs passagers sur le revenu dans les études les plus anciennes, comme celles de Lindsey (1987) et de Feldstein (1995)); ii) des facteurs propres à des pays donnés, comme les déductions fiscales accordées et les activités d'application des règles fiscales; iii) la nature des réformes fiscales et les groupes de contribuables touchés; iv) la catégorie de contribuables visée par l'étude (à titre d'exemple, les études portant uniquement sur les premiers dirigeants d'entreprises (Eissa et Giertz (2006) produisent des estimations beaucoup plus élevées que les études portant sur un plus vaste groupe de contribuables).

Il importe également de mentionner que l'une des conventions de telles études consiste à soustraire du revenu les gains en capital, étant donné que la réalisation de ces gains présente en général une grande volatilité et que leur traitement fiscal diffère de celui réservé aux autres formes de revenu. Cela dit, plusieurs études ont porté sur la relation entre la réalisation des gains en capital et les impôts. Auerbach (1988) ainsi que Saez, Slemrod et Giertz (à paraître) proposent une revue détaillée de la littérature consacrée à ce sujet.

Études américaines

Ainsi que l'illustre le graphique 1, c'est la littérature américaine qui a été la plus prolifique sur ce sujet d'étude. Au fil du temps, ces chercheurs ont raffiné les méthodes d'estimation et les estimations obtenues. Lindsey (1987) a été le premier à mesurer la réaction des contribuables, à la suite des réductions d'impôt de portée générale instaurées aux termes de l'Economic Recovery Tax Act de 1981. À partir de l'analyse d'un ensemble de données de l'Internal Revenue Service pour la période de 1980 à 1984, il a établi qu'il existait une très forte réaction à la suite de cette réforme, l'ERI variant entre 1,6 et 1,8. Cependant, la méthodologie qu'il a employée présentait certaines lacunes graves, qui étaient relativement courantes dans les études empiriques de l'époque. Notamment, le cadre d'estimation abordait les réformes comme s'il s'agissait d'expériences naturelles et ne prenait pas en compte les chocs exogènes, non plus que la mobilité du revenu.

Par la suite, Feldstein (1995) ainsi qu'Auten et Carroll (1995) ont étudié l'effet de la 1986 Tax Reform Act, qui prévoyait une diminution marquée, de 50 % à 28 %, du taux marginal d'imposition applicable aux Américains à revenu élevé ainsi que des modifications ayant pour effet d'élargir l'assiette fiscale. Ces chercheurs ont fait progresser la littérature sur le sujet en adoptant une méthode plus robuste afin de prendre en compte les facteurs non fiscaux et en utilisant des données de panel pour analyser les réactions des contribuables au fil du temps. Feldstein (1995) estime que l'ERI se situe en moyenne entre 1,04 et 1,48, et qu'il est de 3,0 dans le cas des déclarants à revenu élevé, tout en reconnaissant que, en raison du petit nombre de contribuables à haut revenu dans son échantillon, les résultats ne représentent peut-être pas avec exactitude l'ensemble des contribuables de cette catégorie, ce qui limite donc la fiabilité de ses estimations. Néanmoins, les estimations en question concordent avec celles d'Auten et Carroll (1995) à l'égard des particuliers à revenu élevé; ces chercheurs ont utilisé une approche similaire, mais avec davantage de données et un modèle d'estimation plus sophistiqué. Outre la reproduction des estimations de Feldstein, ces auteurs examinent la robustesse des estimations d'après d'autres spécifications de modélisation. Leur spécification de prédilection donne une ERI de 0,74, mais ils soulignent la sensibilité de leurs estimations au choix du modèle, sans compter la probabilité qu'il y ait des problèmes associés à la sélection de l'échantillon. Les estimations présentées dans ces deux études ont en outre été remises en question par l'absence de variables de contrôle suffisantes pour rendre compte du problème, déjà évoqué, des chocs passagers sur le revenu.

Auten et Carroll (1999) ont réexaminé l'incidence de la 1986 Tax Reform Act en veillant en particulier à modéliser les caractéristiques des particuliers et les chocs passagers sur le revenu, et ils ont utilisé un échantillon plus représentatif, ce qui constituait une amélioration par rapport à leurs travaux antérieurs. Ces améliorations se sont traduites par une diminution significative de l'ERI, qui est ainsi passée de 1,1 – avec une approche similaire à celle de Feldstein (1995) – à 0,6 avec leur spécification de prédilection. Carroll (1998) fournit lui aussi des données probantes correspondant à une ERI plus basse dans son étude des effets sur le revenu imposable des hausses d'impôt aux termes de l'Omnibus Budget Reconciliation Act de 1990 et de celle de 1993. La méthode utilisée est semblable à celle employée par Auten et Carroll (1999), mais elle comporte l'utilisation de données de panel allant de 1989 à 1995 plutôt que d'un panel qui porte sur une courte période chevauchant l'année des réformes. L'estimation jugée la meilleure par l'auteur est de 0,4.

Gruber et Saez (2002) font eux aussi état d'une estimation de 0,4 à partir d'un ensemble de données de panel encore plus étendu (de 1979 à 1990), de manière à étudier les différentes réformes mises en œuvre dans les années 1980. La spécification de leur modèle ressemble à ce que l'on retrouve dans les études précédentes, si ce n'est qu'elle permet le recours à des variables de contrôle additionnelles afin de tenir compte des effets des chocs passagers sur le revenu. Une étude récente d'Auten, Carroll et Gee (2008) portant sur les réductions des taux d'imposition instaurées par l'administration Bush en 2001 et en 2003 a aussi produit une ERI estimative de 0,4. Ces auteurs ont utilisé une méthodologie similaire à celle d'Auten et Carroll (1999).

Saez (2004) effectue une analyse d'agrégation des parts de revenu (1960-2000) plutôt qu'un modèle fondé sur des données de panel, de manière à déterminer la réaction, au niveau de la part de revenu des contribuables se situant au haut de la distribution du revenu (tranche supérieure de 1 %), à des changements de taux d'imposition. Il procède à la régression de la part de revenu en fonction des taux marginaux d'imposition et d'un ensemble de tendances temporelles. Une approche d'agrégation offre l'avantage d'éviter les problèmes d'estimation découlant des chocs passagers touchant le revenu des particuliers; par contre, on ne peut plus tirer profit du degré de détail des données sociodémographiques au niveau des particuliers. Les estimations de l'ERI qui ont la préférence de Saez à partir de son modèle d'agrégation des parts de revenu pour son échantillon de particuliers à revenu élevé se situent à peu près entre 0,6 et 0,7. Brewer, Saez et Shephard (2008) appliquent cette méthode au Royaume-Uni et obtiennent un ERI oscillant entre 0,46 et 0,73 à l'égard des particuliers à revenu élevé pour les années allant de 1978 à 2003.

Études canadiennes

L'étude de Sillamaa et Veall (2001) est la seule étude canadienne publiée qui porte sur la réaction des contribuables canadiens aux réformes de 1987-1988 à partir de données de panel. Ces réformes ont touché les taux marginaux d'imposition sur la plus grande partie de l'échelle des revenus, le nombre de fourchettes d'imposition étant ramené de 11 à 4, tandis que l'on élargissait substantiellement l'assiette du revenu imposable (par suite de l'élimination de plusieurs déductions ou de leur conversion en crédits d'impôt non remboursables). Les auteurs suivent la méthodologie d'Auten et Carroll (1999), et ils utilisent la Banque de données administratives longitudinales de Statistique Canada; il s'agit d'un ensemble de données de panel faisant le suivi de 20 % de l'ensemble des déclarants. Dans le cadre de leur analyse, ils comparent les revenus imposables des déclarants en 1986 et en 1989. Ils obtiennent une ERI estimative de 0,25 dans le cas des particuliers en âge de travailler, ce qui est inférieur aux estimations que l'on retrouve généralement dans les études américaines mentionnées précédemment[13].

Saez et Veall (2005) ont recours à la méthode d'agrégation des parts de revenu proposée par Saez (2004) pour l'estimation de l'ERI, et ils appliquent cette méthode à des données canadiennes allant de 1920 à 2000. Leur étude a pour objectif général d'analyser l'augmentation de la part de revenu des groupes de revenus supérieurs au Canada au cours des dernières décennies, tout en examinant des hypothèses concernant la raison pour laquelle cette augmentation a été presque aussi importante au Canada qu'aux États-Unis alors que la diminution des taux effectifs marginaux d'imposition a été plus modeste au Canada. Une fois appliquée une variable de contrôle pour la hausse du revenu aux États-Unis, l'ERI associée à la tranche supérieure de 1 % des particuliers canadiens selon l'estimation ayant la préférence des auteurs et à partir de données allant de 1972 à 2000 est de 0,17.

Autres pays

Aux fins du présent document, nous nous sommes penchés sur plus d'une douzaine d'autres études, dont sept qui portaient sur la réaction des contribuables à des réformes fiscales d'envergure dans les pays scandinaves, les autres étant consacrées aux comportements des contribuables en France, en Hongrie, en Allemagne, au Japon et au Royaume-Uni. L'estimation de la réaction comportementale dans ces études est généralement proche de 0,4, les estimations les plus basses étant associées aux pays européens à tendance plus égalitaire (France et pays scandinaves).

Annexe 2 – Description de la méthode d'estimation 

La présente étude fait appel à une base de microdonnées sur les contribuables provenant de l'Agence du revenu du Canada. Le panel longitudinal a été constitué à partir d'un échantillon représentatif équivalant à 10 % de la base de données de l'univers. Les données de panel allaient de 1994 à 2006 et consistaient à la fois en données fiscales et en données socio-économiques relatives aux contribuables (20 millions d'observations sur 13 ans).

Les TEMI relatifs aux particuliers de l'échantillon sont calculés au moyen du modèle de microsimulation T1 du ministère des Finances. Ces taux englobent les paramètres des impôts fédéral et provinciaux sur le revenu ainsi que des paramètres relatifs aux prestations familiales (comme la Prestation fiscale canadienne pour enfants et le supplément de la Prestation nationale pour enfants) et aux cotisations versées par les employés (assurance-emploi et Régime de pensions du Canada/Régime de rentes du Québec, ou RPC/RRQ), sans oublier le montant pour conjoint et les transferts de crédits entre conjoints. Les cotisations de l'employeur (assurance-emploi et RPC/RRQ) et les impôts provinciaux sur la masse salariale ne sont toutefois pas inclus. On pourrait avancer des arguments voulant que ces prélèvements soient incorporés à notre analyse, étant donné la possibilité que les employeurs les transfèrent aux employés qui ne sont pas hautement qualifiés, sous forme de réductions de salaire. Toutefois, en raison de limitations dans les données disponibles, nous n'avons pas inclus ces prélèvements.

Nous avons apporté deux ajustements à la définition standard du revenu imposable. D'abord, nous avons respecté la convention, observée dans la littérature internationale, qui consiste à soustraire du revenu les gains en capital. En effet, les gains en capital réalisés font l'objet d'un traitement fiscal particulier, et leur grande volatilité accentue les problèmes empiriques associés aux variations temporaires du revenu. Pour ce qui est du second ajustement, la pratique courante consiste à adopter une définition constante du revenu imposable au fil des ans aux fins d'estimer l'ERI; or, en l'absence d'ajustement, les effets des modifications législatives touchant les déductions ou les exemptions sur le revenu contamineront l'estimation des réactions aux changements de taux marginaux d'imposition. L'ajustement consiste donc à utiliser la définition du revenu imposable de 1996, les principaux éléments rajustés étant le plafond de cotisations à un régime enregistré d'épargne-retraite, le plafond de la déduction pour frais de garde d'enfants, le taux de majoration des dividendes et les crédits connexes, la déduction accordée aux travailleurs dans la province de Québec et le pourcentage d'inclusion associé à la déduction pour options d'achat d'actions.

Première stratégie d'estimation – Modèle de microdonnées de panel

La première stratégie d'estimation fait appel à des données de panel et au modèle de référence que l'on retrouve dans la littérature spécialisée (modèle similaire à celui de Gruber et Saez (2002) décrit à l'annexe 1) afin d'estimer l'ERI associée à la variation des TEMI entre provinces et au fil du temps. Ce modèle est défini de la façon suivante :

log TI i,t / TI i,t-1 = α + ε log [(1 - τ i,t) / (1 - τ i,t-1)] + N   M    

Σ

λnRni,t +

Σ

βmZmi,t + ui,t  (1)
n=1   m=1    

Les indices i et t représentent le particulier et la période au cours de laquelle s'appliquent les nouveaux paramètres. TI représente le revenu imposable, t est le TEMI, R englobe un certain nombre de variables de contrôle au titre des variations temporaires du revenu imposable, et Z représente un ensemble d'autres déterminants de la variation du revenu imposable. a est la constante et u, le terme d'erreur. Les régressions sont pondérées par le revenu imposable, de manière à assurer une représentation adéquate des particuliers pour l'ensemble de l'assiette fiscale.

Nous avons opté pour deux types de variables de contrôle à l'égard des variations temporaires de revenu. Le premier type sert à établir une relation non linéaire entre la variation du revenu imposable et le logarithme du revenu en t-1. Le but est de déterminer le profil général des variations temporaires de revenu dans les données. Par exemple, les particuliers ayant un revenu anormalement élevé sont plus susceptibles de revenir à leur profil de revenu normal l'année suivante, tandis que ceux ayant un revenu très bas sont plus susceptibles de voir leur revenu progresser sur l'échelle de distribution du revenu[14]. La non-linéarité est modélisée au moyen d'une fonction spline à 10 éléments dont les nœuds sont placés aux seuils des déciles du logarithme du revenu retardé. Cette fonction spline à 10 éléments est devenue une fonction de contrôle assez courante à l'égard des variations temporaires de revenu dans la littérature sur l'ERI[15].

Toutefois, la modélisation de la relation générale entre la variation du revenu et le revenu d'années antérieures au moyen d'une fonction spline à 10 éléments ne permet pas nécessairement de rendre compte des variations de revenu très marquées contenues dans les données. De tels changements atypiques contamineront les estimations des réactions comportementales rattachées au régime fiscal s'ils se produisent au même moment que des changements d'ordre fiscal. Le biais connexe serait en outre probablement amplifié, du fait que certains des particuliers se situant au haut de la distribution du revenu induisent un poids suffisant sur l'échantillon pour influer de façon significative sur les estimations d'ensemble. Pour prévenir ce problème, le modèle comprend aussi des variables indicatrices afin de repérer les écarts temporaires marqués des revenus par rapport aux trajectoires plus prévisibles. Nous définissons ces écarts sous forme de ratio du revenu d'un particulier lors de l'année t au revenu réel médian de ce particulier, calculé lors des années où le particulier fait partie de l'échantillon (ci-après, TIt/M). Il y a six groupes pour lesquels nous avons observé des écarts de revenu importants selon cette mesure. Ces groupes correspondent à des fractiles des tranches supérieure et inférieure de 5 % de la distribution de TIt/M. Dans le cas des tranches supérieures de 5 % (à l'exclusion de la tranche supérieure de 1 %), de 1 % (à l'exclusion de la tranche supérieure de 0,5 %) et de 0,5 %, TIt/M est supérieur à 1,5, 2,2 et 3,5, respectivement, tandis que pour les tranches inférieures de 5 % (à l'exclusion de la tranche inférieure de 1 %), de 1 % (à l'exclusion de la tranche inférieure de 0,5 %) et de 0,5 %, TIt/M est inférieur à 0,72, 0,50 et 0,45, respectivement. En d'autres termes, on utilisera, par exemple, une variable indicatrice relative à la tranche supérieure de 5 % (à l'exclusion de la tranche supérieure de 1 %) pour déterminer les particuliers dont le revenu lors de l'année t est plus de 1,5 fois mais moins de 2,2 fois supérieur à leur revenu médian.

L'élément Z du modèle représente différents autres déterminants de la variation du revenu imposable, comme le sexe, l'âge, la présence à la maison d'enfants de moins de 18 ans, l'état civil, la méthode de production de la déclaration de revenus, la principale source de revenus et les effets provinciaux lors d'années données.

Contrairement à l'approche habituelle de mesure des effets liés à l'état civil, où une variable dichotomique sert à indiquer si un particulier a un conjoint, différentes variables indicatrices correspondant à la fois à un changement d'état civil et à la situation de départ (particulier marié ou non) font partie du modèle. La raison en est qu'un changement d'état civil peut modifier de façon significative le revenu imposable dans le cas de certains particuliers. Par exemple, on peut s'attendre à ce qu'un particulier qui est séparé ou qui est devenu veuf depuis peu augmente ses heures travaillées, ou qu'il joigne les rangs de la population active s'il était auparavant une personne au foyer. Un particulier qui vient de se séparer pourra aussi revoir ses décisions relatives au travail afin de pouvoir verser une pension alimentaire à son ancien conjoint ou une pension alimentaire pour enfants, ces montants pouvant par ailleurs donner lieu à une réduction de son revenu imposable (dans la mesure où certains d'entre eux sont déductibles). Afin de prendre en compte certains de ces effets, le modèle comprend des variables servant à relever les particuliers qui vivent avec un conjoint depuis plus d'un an, ceux qui se sont mariés ou qui ont commencé à vivre avec un conjoint de fait au cours de la dernière année et les nouveaux célibataires (séparés, divorcés, veufs).

Les variables indicatrices qui représentent la source de revenu des particuliers servent à relever les pensionnés, les investisseurs, les propriétaires d'entreprises non constituées en personne morale et les propriétaires d'entreprises constituées en personne morale. Les particuliers faisant partie des trois premiers de ces groupes sont relevés d'après la catégorie de revenu constituant la plus grande partie de leur revenu. Pour leur part, les propriétaires d'entreprises constituées en personne morale sont relevés au moyen des données sur les cotisations d'assurance-emploi; de fait, les propriétaires qui détiennent une participation supérieure à 40 % dans une entreprise ne paient pas de cotisations d'assurance-emploi au titre de leur rémunération. Au total, trois variables ont été construites à l'égard des propriétaires d'entreprises constituées en société : la première pour les entreprises constituées depuis plus de deux ans, la deuxième pour les entreprises nouvellement constituées et la troisième pour les personnes qui cessent d'être propriétaires d'une entreprise constituée, quelle qu'en soit la raison (vente, faillite, choix d'exploiter une entreprise non constituée, etc.). Les variables indicatrices qui servent à indiquer la principale source de revenu s'excluent mutuellement.

Le modèle tient également compte des effets provinciaux lors d'années données dans les cas où le revenu imposable agrégé pour une province s'écarte de manière significative de la tendance nationale. Ces variables indicatrices signalent un revenu imposable dépassant le taux national moyen de croissance plus ou moins deux fois l'écart absolu moyen des taux de croissance au niveau provincial. Une variable indicatrice a aussi été ajoutée pour l'année 2000 afin de prendre en compte la hausse marquée du revenu imposable résultant de la bulle technologique.

Dans un régime fiscal progressif, un choc positif sur le revenu fera passer le revenu d'un particulier à une fourchette d'imposition plus élevée, d'où une corrélation positive entre le TEMI (t) et le revenu imposable (TI). Afin de prendre en compte cette endogénéité du coût fiscal, on utilise une technique faisant appel à une variable instrumentale (doubles moindres carrés); pour construire cette variable, on calcule un TEMI synthétique pour l'année t. Plus précisément, on applique au revenu imposable de l'année t-1 le taux de croissance moyen du revenu imposable entre l'année t-1 et l'année t, puis on calcule le TEMI auquel ce revenu imputé aurait été assujetti. La variable instrumentale correspond donc à l'écart (logarithmique) entre le coût fiscal synthétique lors de l'année t et le coût fiscal réel lors de l'année t-1.

Seconde stratégie d'estimation – Modèles chronologiques
transversaux regroupés d'agrégation des parts de revenu

La seconde stratégie prévoit l'utilisation d'un modèle d'agrégation des parts de revenu qui produit une estimation de la réaction comportementale associée à l'impôt à partir de la même variation – longitudinale ainsi qu'entre provinces – des TEMI.

La réaction de chaque groupe est estimée au moyen de l'équation suivante :

log S p,t = ω + ε log (1 - τ p,t)+ X   R  

Σ

λxvxt +

Σ

σrpZrp,t + up,t
X=1   R=1  

La variable dépendante, s, représente le revenu imposable total d'un groupe en proportion du revenu imposable total pour l'année t et la province p, tandis que les variables explicatives incluent le logarithme (moyen, pondéré du revenu) du taux après impôt (1-t) ainsi que différentes variables de contrôle macroéconomiques propres à une province donnée (v et Z). Enfin, v est la constante et u, le terme d'erreur.

L'approche de modélisation est similaire à celle utilisée par Slemrod (1996) et Saez (2004), laquelle est commentée dans l'étude de Saez, Slemrod et Giertz (à paraître). Les parts chronologiques transversales du revenu imposable et les taux après impôt pour des segments de la distribution du revenu englobant les particuliers ayant un revenu moyen, élevé et très élevé sont regroupés de manière à constituer l'ensemble de données d'analyse utilisé pour chaque régression. La principale différence que présente l'approche de modélisation utilisée dans cette étude par rapport à celles utilisées dans les travaux mentionnés précédemment tient au fait qu'il est possible, en raison de la richesse des données administratives disponibles, d'étendre le modèle pour qu'il s'applique aux administrations infranationales, ainsi que le proposent Saez, Slemrod et Giertz (à paraître). Les échantillons constitués à partir des données de panel ont une taille suffisante pour hausser les degrés de liberté et pour tirer parti de la variation provinciale en ce qui a trait au moment où entrent en application les modifications fiscales fédérales et provinciales combinées. L'ajout de cette source de variation permet aussi d'incorporer des variables de contrôle relatives à des résultats connexes de nature non fiscale, comme l'éclatement de la bulle technologique et l'accentuation de l'inégalité du revenu, et ce, sans nuire à la reconnaissance des résultats.

L'approche décrite dans ces documents a consisté à effectuer les régressions du logarithme de la part de revenu du fractile examiné sur son taux après impôt (moyen, pondéré du revenu). De telles régressions tiennent automatiquement compte de la croissance moyenne du revenu, du fait de l'incorporation des tendances temporelles afin de prendre en compte tout écart de croissance du revenu par rapport à la moyenne pour un fractile donné. Conformément à l'approche habituelle, la présente étude comporte donc la régression de la part du revenu associé à un fractile donné sur le taux après impôt (moyen, pondéré du revenu) pour le groupe concerné avec les parts de revenu et les taux après impôt calculés par province pour chaque fractile. Les régressions sont pondérées en utilisant le revenu total du fractile, par province.

Différentes variations ont été envisagées lors du choix final des variables indépendantes pour les régressions, de manière à assurer à la fois la comparabilité entre fractiles et la parcimonie du modèle. Au départ, l'analyse reposait sur les seuils de revenu imposable en vigueur à l'échelon fédéral afin de définir la part de revenu des fractiles par province. Pour les groupes plus importants, comme le décile supérieur, ou encore pour les groupes à revenu moyen ou à revenu élevé, la dispersion de la croissance du revenu entre provinces lors des dernières années des séries faisait en sorte qu'une proportion importante des échantillons pour les provinces enregistrant une croissance plus faible des revenus était supprimée. C'est pourquoi, aux fins d'utiliser ces données avec le modèle jugé le meilleur, les parts ont été calculées d'après les seuils provinciaux de revenu imposable par fractile. On a aussi incorporé des variables indicatrices temporelles générales à la version finale des modèles de régression pour rendre compte des grands changements touchant les revenus par fractile au fil du temps[16]. Une variable indicatrice liée au prix du pétrole a aussi été utilisée aux fins des régressions pour l'Alberta afin de rendre compte de la croissance spectaculaire du revenu réel dans cette province lors des dernières années couvertes par les données.

Une autre observation s'impose au sujet des tendances temporelles et des variables indicatrices. On a envisagé différentes spécifications de modèle aux différentes étapes de l'analyse, entre autres l'inclusion de tendances temporelles cubiques et quadratiques agrégées. L'analyse a aussi été élargie de manière à comprendre des spécifications associées à des tendances temporelles provinciales linéaires, quadratiques et cubiques. Des résultats généralement robustes ont été obtenus avec un large éventail de spécifications, ce qui a permis de choisir un modèle comprenant des variables indicatrices temporelles agrégées, une variable indicatrice pour le prix du pétrole en Alberta, des variables indicatrices provinciales pour rendre compte des effets propres à des provinces données, et une variable macroéconomique propre à chaque province (taux d'emploi au niveau provincial). On a envisagé d'inclure avec cette dernière une variable relative au produit intérieur brut réel des provinces, mais l'ajout d'une telle variable aux régressions finales n'aurait apporté aucun avantage, étant donné la très forte corrélation entre les deux séries.

Tableau A-2.1
Taux marginal supérieur d'imposition (taux fédéral-provincial combiné) (1996-2006)
1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006
Taux marginal supérieur (%)
Taux fédéral seulement 31,3 31,3 31,3 30,5 30,5 29,0 29,0 29,0 29,0 29,0 29,0
Terre-Neuve-et-Labrador 53,3 53,3 53,3 53,7 51,3 48,6 48,6 48,6 48,6 48,6 48,6
Île-du-Prince-Édouard 50,3 50,3 50,3 49,1 48,8 47,4 47,4 47,4 47,4 47,4 47,4
Nouvelle-Écosse 50,3 50,0 49,7 48,8 48,8 47,3 47,3 47,3 48,3 48,3 48,3
Nouveau-Brunswick 51,4 51,1 50,4 49,2 48,8 46,8 46,8 46,8 46,8 46,8 46,8
Québec1 52,9 52,9 52,5 51,7 50,7 48,7 48,2 48,2 48,2 48,2 48,2
Ontario2 52,9 51,6 50,3 47,9 47,9 46,4 46,4 46,4 46,4 46,4 46,4
Manitoba 50,4 50,4 50,1 48,5 48,1 46,4 46,4 46,4 46,4 46,4 46,4
Saskatchewan 51,9 51,9 51,6 50,4 49,7 45,0 44,5 44,0 44,0 44,0 44,0
Alberta 46,1 46,1 45,6 44,7 43,7 39,0 39,0 39,0 39,0 39,0 39,0
Colombie-Britannique 54,2 54,2 54,2 51,8 51,3 45,7 43,7 43,7 43,7 43,7 43,7
  Variation d'une année sur l'autre (%)
Taux fédéral seulement 0,0 0,0 0,0 -2,8 0,0 -4,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Terre-Neuve-et-Labrador 3,9 0,0 0,0 0,6 -4,4 -5,2 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Île-du-Prince-Édouard 0,0 0,0 0,0 -2,4 -0,6 -2,9 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Nouvelle-Écosse 0,0 -0,6 -0,6 -1,8 0,0 -3,0 0,0 0,0 1,9 0,0 0,0
Nouveau-Brunswick 0,0 -0,6 -1,2 -2,3 -1,0 -4,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Québec 0,0 0,0 -0,8 -1,7 -1,9 -3,8 -1,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Ontario -0,5 -2,4 -2,6 -4,8 0,0 -3,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Manitoba 0,0 0,0 -0,6 -3,2 -0,9 -3,5 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Saskatchewan 0,0 0,0 -0,7 -2,4 -1,2 -9,5 -1,1 -1,1 0,0 0,0 0,0
Alberta 0,0 0,0 -1,0 -1,9 -2,3 -10,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0
Colombie-Britannique 0,0 0,0 0,0 -4,3 -1,1 -10,8 -4,4 0,0 0,0 0,0 0,0
1 Le taux marginal supérieur fédéral-provincial pour le Québec tient compte de l'abattement d'impôt.
2 Le taux marginal supérieur fédéral-provincial pour l'Ontario ne tient pas compte de la Contribution-santé de l'Ontario.

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[1] Brewer et Browne (2009) situent en contexte cette initiative du Royaume-Uni.

[2] Il est possible dans certains cas que l'ERI ne rende pas totalement compte de l'incidence à long terme des changements de comportement économique réel. Par exemple, bien qu'un taux marginal d'imposition plus bas puisse favoriser l'investissement dans le capital humain, ce qui se traduira par des gains plus élevés, la réaction à court terme pourrait prendre la forme d'une réduction du revenu imposable lorsque les personnes acquièrent de nouvelles compétences (par exemple, un particulier pourra quitter le marché du travail pour faire des études). On peut aussi évoquer l'exemple analogue d'un particulier qui se retire de la population active rémunérée et qui doit assumer des coûts d'adaptation associés au lancement d'une entreprise. Ces deux situations donneraient lieu à une sous-estimation de l'incidence à long terme des changements de comportement économique réel.

[3] Il convient de préciser que les efforts en vue de réduire le revenu imposable peuvent aussi avoir des effets économiques réels. À titre d'exemple, les investissements dans des actions accréditives peuvent avoir des répercussions sur la distribution du capital entre les différents secteurs de l'économie. Il faut donc éviter de supposer que les deux grandes catégories de décisions subissant l'influence des taux marginaux d'imposition sont complètement indépendantes l'une de l'autre.

[4] Triest (1998), Slemrod (1998), Giertz (2004) ainsi que Saez, Slemrod et Giertz (à paraître) proposent des points de vue intéressants sur les défis empiriques entourant l'estimation de l'ERI.

[5] Lindsey (1987) et Feldstein (1995) (valeurs très élevées de l'ERI dans la partie gauche du graphique 1).

[6] On trouvera à l'annexe 2 des commentaires plus détaillés sur la manière dont ces aspects ont été pris en compte dans le contexte de l'analyse empirique résumée ici.

[7] Voir Gordon et MacKie-Mason (1994), MacKie-Mason et Gordon (1997) ainsi que Gordon et Slemrod (2000).

[8] L'analyse empirique présentée dans la section suivante porte sur les 10 provinces; le tableau A-2.1 de l'annexe 2 présente le taux marginal supérieur combiné (fédéral-provincial) d'imposition pour toutes les provinces durant la période étudiée ainsi que la variation de ce taux d'une année sur l'autre.

[9] Les taux effectifs marginaux d'imposition englobent les paramètres des impôts fédéral et provinciaux sur le revenu ainsi que des paramètres relatifs aux prestations familiales et aux cotisations sociales. On trouve une description détaillée de ce calcul à l'annexe 2.

[10] Le graphique 2 présente les TEMI et la part du revenu imposable pour la tranche supérieure de 10 % de la distribution du revenu imposable dans les quatre plus importantes provinces, de 1995 à 2006. Tant les TEMI que les parts du revenu imposable sont normalisés, ce qui signifie que leur valeur en 1995 est égale à 1. Cette normalisation a pour but de faciliter l'interprétation des tendances touchant les deux variables.

[11] On trouve à l'annexe 1 des commentaires détaillés sur les travaux de Gruber et Saez (2002).

[12] Tous les montants de revenu imposable réel indiqués sont en dollars de 2006. Pour toutes les estimations, le revenu imposable exclut les gains en capital.

[13] Il faut ajouter que cette estimation est hautement sensible aux hypothèses qui sous-tendent les variables incorporées au modèle empirique, de même qu'aux groupes de revenu faisant partie de l'échantillon.

[14] On a examiné la mobilité du revenu à partir des données lors des premières étapes de l'étude, mais les résultats de cet examen ne sont pas présentés ici.

[15] Les estimations de l'étude ne sont pas sensibles aux splines d'ordre plus élevé comportant la définition de nœuds additionnels tout au haut de la distribution du revenu (p. ex., tranche supérieure de 5 %, 1 %, 0,1 %).

[16] On peut justifier l'utilisation d'une tendance générale par fractile en faisant valoir que, à l'intérieur de ces groupes de travailleurs relativement qualifiés, et surtout ceux ayant un revenu très élevé, des tendances économiques générales similaires auront eu une incidence sur les revenus.


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