Études analytiques : méthodes et références
Incidence du mode d’enquête et du contexte de l’enquête sur la mesure de la discrimination raciale autoperçue entre les cycles de l’Enquête sociale générale
par Feng Hou et Christoph Schimmele
Passer au texte
Début du texte
Remerciements
Les auteurs remercient Rubab Arim, Tina Chui, Leila Golparvar, Amanda Halladay, Isabelle Marchant, René Morissette, Grant Schellenberg, Stacey Wan et Li Xue pour leurs conseils et leurs commentaires portant sur une version antérieure de la présente étude.
Auteurs
Feng Hou et Christoph Schimmele travaillent au sein de la Division de l’analyse sociale et de la modélisation, laquelle fait partie de la Direction des études analytiques et de la modélisation, à Statistique Canada.
Résumé
La présente étude vise à comparer la façon dont le mode d’enquête, le contexte thématique de l’enquête et le plan d’échantillonnage contribuent à la variation des réponses aux questions semblables sur la discrimination raciale autoperçue entre les cycles de 2013, de 2014, de 2019 et de 2020 de l’Enquête sociale générale (ESG). Parmi les personnes âgées de 15 à 74 ans et désignées comme minorités visibles, la proportion de celles qui ont déclaré avoir vécu de la discrimination en raison de leur race ou de leur couleur de peau au cours des cinq années précédentes était de 31 %, 13 %, 22 % et 38 % en 2013, 2014, 2019 et 2020, respectivement. L’analyse montre que cette variation entre les cycles de l’ESG est principalement attribuable aux différences dans le mode d’enquête et le contexte de l’enquête.
Introduction
La discrimination est souvent mesurée par les expériences autoperçues recueillies dans le cadre d’enquêtes auprès des ménagesNote. Des études précédentes ont montré un lien étroit entre la discrimination autoperçue et des résultats comme la satisfaction à l’égard de la vie (Houle et Schellenberg, 2010; Safi, 2010; Vang et coll., 2019), le sentiment d’appartenance (Berry et Hou, 2017; Painter, 2013; Wu et Finnsdottir, 2021) et la santé physique et mentale (Du Mont et Forte, 2016; Pascoe et Smart Richman, 2009; Schmitt et coll., 2014).
L’ESG de Statistique Canada est une source principale de données sur la discrimination autoperçue. Il s’agit d’une enquête transversale nationale menée auprès des ménages chaque année. Le programme de l’ESG a pour objectifs de suivre l’évolution du bien-être des Canadiens au fil du temps et de fournir des renseignements pertinents sur les questions de politique sociale (Statistique Canada, 2019). Chaque cycle de l’ESG est axé sur un domaine thématique, qui est répété tous les cinq à sept ans. Les cycles récents sur l’identité sociale (2013, 2020) et la victimisation (2014, 2019) comprenaient des questions sur la discrimination autoperçueNote. Les cycles de 2013, de 2019 et de 2020 ont été menés au moyen d’interviews téléphoniques assistées par ordinateur (ITAO) et de questionnaires électroniques (QE) autoadministrés, tandis que le cycle de 2014 n’offrait que l’option d’ITAO. L’option de QE a été introduite pour certains cycles en 2013, et le pourcentage de répondants qui l’ont utilisée a augmenté considérablement depuis.
On a constaté que le mode d’enquête et le contexte de l’enquête étaient des sources de variation des mesures subjectives, car ils ont une incidence sur les différences dans les réponses aux questions sur la satisfaction à l’égard de la vie, le bonheur, la satisfaction au travail, les difficultés financières autodéclarées et l’autoévaluation de la santé (Bonikowska et coll., 2014; Breunig et McKibbin, 2011; Davillas, de Oliveira et Jones, 2022; Dolan et Kavetsos, 2016; Schork et coll., 2021). Toutefois, on ne sait pas si les réponses aux questions sur la discrimination autoperçue sont également sensibles au mode d’enquête et au contexte de l’enquête. Cela soulève la question de savoir si l’ESG peut être utilisée pour surveiller l’évolution de la prévalence de la discrimination autoperçue au fil du temps ou comment elle peut l’être. Pour fournir des renseignements pertinents sur le plan des politiques, il est impératif de comprendre dans quelle mesure la variation de la prévalence de la discrimination autoperçue entre les cycles de l’ESG est attribuable aux différences dans le mode de collecte de l’enquête et le contexte thématiqueNote. Si l’on ne tient pas compte de ces sources de variation, les estimations des changements dans la prévalence de la discrimination autoperçue peuvent être attribuées incorrectement au changement sociétal.
La présente étude permet d’examiner les raisons de la variation du taux de discrimination raciale autoperçue entre les cycles de 2013, de 2014, de 2019 et de 2020 de l’ESG, qui sont les quatre cycles les plus récents comportant une question sur le sujet. En particulier, l’analyse permet decomparer la façon dont le mode d’enquête, le contexte de l’enquête (c.-à-d. le domaine thématique) et le plan d’échantillonnage contribuent à cette variation. L’analyse porte sur les personnes âgées de 15 à 74 ans qui ont déclaré être membres de groupes de minorités visibles désignés. Une analyse supplémentaire distincte est effectuée pour les Sud-Asiatiques, les Chinois et les NoirsNote.
Contexte de l’enquête
Dans l’ESG, la discrimination raciale autodéclarée a été mesurée au moyen d’une question nécessitant une réponse « oui » ou « non ». Dans les cycles de 2013, de 2014 et de 2019, on a posé la question suivante aux répondants : « Au cours des cinq dernières années, avez-vous été victime de discrimination ou traité injustement par d’autres personnes au Canada à cause de votre race ou a couleur de votre peau? ». Cette question a été légèrement modifiée pour l’ESG de 2020 : « Au cours des cinq années avant la pandémie de la COVID-19, avez-vous été victime de discrimination ou traité injustement par d’autres personnes au Canada pour l’une ou l’autre des raisons suivantes? [...] Votre race ou la couleur de votre peau... ». Cette modification a été conçue pou différencier les perceptions des répondants à l’égard de la discrimination avant et depuis le début de la pandémieNote. L’ESG a également défini la discrimination comme le fait d’être traité « différemment ou de façon négative ou préjudiciable » en raison de sa race. Bien que la question sur la discrimination raciale ait été essentiellement la même, il y a des différences considérables entre les quatre cycles sur le plan du mode de collecte, du contexte de l’enquête, du plan d’échantillonnage et des taux de réponseNote, Note.
L’ITAO était le principal mode de collecte pour l’ESG de 2013 (pour 75 % des répondants, les 25 % de réponses restantes ayant été recueillies au moyen de QE autoadministrés) et le seul mode de collecte pour l’ESG de 2014. L’option Internet, un QE rempli en ligne par les répondants, était le principal mode de collecte pour les cycles de 2019 et de 2020 (59 % et 81 %, respectivement). La comparabilité des données d’enquête recueillies par téléphone peut être limitée dans deux domaines. On sait que la sélection des enquêtes par téléphone et par Internet diffère selon les caractéristiques sociodémographiques, comme l’âge, le revenu et le sexe, et que la connectivité et l’utilisation d’Internet diffèrent également selon ces caractéristiques (Sarracino et coll., 2017; Wavrock et coll., 2021). Cela signifie que la surreprésentation ou la sous-représentation de segments particuliers de la population cible lors des interviews téléphoniques, comparativement aux questionnaires en ligne, peut influencer les estimations si ces effets de sélection sont corrélés avec la variable de résultat et que les caractéristiques sociodémographiques pertinentes ne sont pas prises en compte dans la constitution des poids d’échantillonnage.
Le biais de réponse propre au mode d’enquête est une autre source possible de variation. Il s’agit de la variation dans la mesure d’une variable de résultat entre différents modes de collecte parmi les répondants ayant les mêmes caractéristiques sociodémographiques (Sarracino et coll., 2017; Schork et coll., 2021). Des études ont révélé que les répondants ont tendance à évaluer plus positivement leur bien-être subjectif lors d’entrevues téléphoniques que dans des QE (Dolan et Kavetsos, 2016; Sarracino et coll., 2017; Schork et coll., 2021). Pour plusieurs raisons, des questions formulées de façon identique peuvent donner des réponses différentes selon le mode d’enquête (pour avoir un aperçu, consultez Dillman et Christian, 2005). Par exemple, les répondants peuvent faire preuve d’un biais de désirabilité sociale, soit une tendance à fournir des réponses positives sur son bien-être en présence d’un intervieweur, qui est fondée sur l’attente culturelle à fournir des réponses favorables ou à éviter de dévoiler des expériences négatives ou de stigmatisation.
Le contexte thématique de l’enquête peut également avoir une incidence sur les réponses à la question sur la discrimination. Les questions subjectives peuvent ne pas appeler de réponse simple ou ne pas être claires dans l’esprit des répondants, et les renseignements contextuels fournis par une enquête peuvent servir à structurer leurs processus mentaux dans la formulation d’une réponse (Dillman et Christian, 2005; Schork et coll., 2021). Des travaux de recherche antérieurs ont démontré que les différences dans le contexte des enquêtes constituent une source de variation pour les différences dans la répartition des scores de satisfaction à l’égard de la vie observés dans plusieurs cycles de l’ESG. Le meilleur score a été observé dans le cycle de 2009 axé sur la victimisation, et les scores les moins favorables ont été observés dans les cycles de 2005 et de 2010 axés sur l’emploi du temps (Bonikowska et coll., 2014). La combinaison du contexte de l’enquête et de l’emplacement de la question sur la satisfaction à l’égard de la vie représentait de 50 % à 100 % de la variation annuelle des scores de satisfaction à l’égard de la vie. Dans les cycles de l’ESG de 2013, de 2014, de 2019 et de 2020, les questions sur la discrimination autoperçue ont été placées vers la fin de l’enquête, après une batterie de questions thématiques. Le domaine thématique des cycles de 2013 et de 2020 était l’identité sociale, et ces enquêtes ont permis de recueillir des données sur les contacts sociaux, la confiance dans les gens et les institutions, l’engagement communautaire et civique, ainsi que les valeurs et les attitudes. Le domaine thématique des cycles de 2014 et de 2019 était la victimisation, et ces enquêtes ont permis de recueillir des données sur les expériences de victimisation criminelle, de violence conjugale, de contact avec la police, de trouble social et de perceptions à l’égard de la sécurité et de la criminalité. Il est possible que les réponses à la question sur la discrimination diffèrent entre les enquêtes sur l’identité sociale et celles sur la victimisation.
Le plan d’échantillonnage des quatre cycles de l’ESG différait également. Les ESG de 2013 et de 2014 ont ajouté des suréchantillons d’immigrants et de jeunes à leur échantillon habituel. L’ESG de 2019 a ajouté un suréchantillon d’Autochtones, tandis que l’ESG de 2020 a ajouté un grand suréchantillon de groupes de minorités visibles sélectionnés. Par rapport à l’échantillon habituel de l’ESG, les suréchantillons étaient fondés sur une stratification distincte de l’échantillon et ciblaient des régions géographiques ou démographiques particulières (Statistique Canada, 2014, 2015, 2020, 2021) Note. On ne sait pas si les répondants du suréchantillon et de l’échantillon normal diffèrent dans leurs réponses à la question sur la discrimination raciale autoperçue.
Résultats
Le graphique 1 montre le pourcentage de répondants à l’ESG parmi les minorités visibles qui ont déclaré avoir vécu de la discrimination raciale et ceux qui se sont identifiés comme Sud-Asiatiques, Chinois et Noirs. Le taux global de discrimination raciale autoperçue a diminué, passant de 31 % en 2013 à 13 % en 2014, puis a augmenté pour passer à 22 % en 2019 et à 38 % en 2020. Il convient de mentionner les grandes différences d’une année à l’autre. Le pourcentage de répondants appartenant à une minorité visible qui ont déclaré avoir été victimes de discrimination raciale a diminué de 18 points de pourcentage entre 2013 et 2014, et a augmenté de 16 points de pourcentage entre 2019 et 2020. Des variations semblables ont été observées pour chacun des trois sous-groupes. Des analyses multivariées montrent que les principales caractéristiques sociodémographiques (sexe, âge, état matrimonial, scolarité, statut d’immigrant, capacité de parler français ou anglais, situation d’emploi et région géographique) comptaient peu dans les différences entre les cycles dans le taux d’autoperception de discrimination raciale (les estimations modélisées sont présentées dans le tableau 1 en annexe)Note. Cette constatation montre clairement que les changements dans la composition sociodémographique des répondants à l’enquête ne sont pas le principal facteur des changements observés dans la discrimination raciale autoperçue.
Tableau de données du graphique 1
| 2013 | 2014 | 2019 | Tableau de données du graphique 1 | |
|---|---|---|---|---|
| pourcentage | ||||
| Toutes les minorités visibles | 31,3 | 13,0 | 21,6 | 37,9 |
| Sud-Asiatique | 31,3 | 13,8 | 16,9 | 38,0 |
| Chinois | 31,4 | 7,4 | 22,6 | 40,4 |
| Noir | 48,5 | 23,8 | 36,3 | 53,2 |
|
Note : Les lignes verticales superposées aux barres indiquent l’intervalle de confiance de 95 %. Sources : Statistique Canada, Enquête sociale générale, 2013, 2014, 2019 et 2020. |
||||
Il est peu probable que les importantes différences entre les cycles sur la discrimination raciale autoperçue observées dans le graphique 1 soient principalement attribuables au changement sociétal à l’échelle nationale. D’autres explications, en particulier les effets du mode de collecte et du contexte de l’enquête, justifient une évaluation. Le graphique 2 permet de comparer les taux de discrimination raciale autoperçue entre les modes de collecte de l’enquête. Parmi les données recueillies au moyen d’interviews téléphoniques, les taux observés de discrimination raciale autoperçue ne variaient pas de façon importante entre les cycles de l’ESG de 2013, de 2019 et de 2020. Ce résultat est demeuré le même après la correction pour tenir compte des caractéristiques sociodémographiques dans l’analyse multivariée. Le taux de discrimination raciale autoperçue était considérablement plus faible en 2014 que dans les autres cycles, après avoir tenu compte ou non des caractéristiques sociodémographiques (estimations détaillées du modèle non illustrées). Parmi les données recueillies en ligne, il n’y avait pas de différence importante dans le taux entre 2013 et 2020. Le taux était considérablement plus faible dans le cycle de 2019 que dans les cycles de 2013 et de 2020, après avoir tenu compte ou non des caractéristiques sociodémographiques. L’écart de taux de discrimination raciale autoperçue entre les cycles de 2013 et de 2020 sur l’identité sociale s’explique entièrement par la différence dans la proportion de répondants par téléphone et en ligneNote.
Tableau de données du graphique 2
| Par téléphone | En ligne | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 2013 | 2014 | 2019 | 2020 | 2013 | 2019 | 2020 | |
| pourcentage | |||||||
| Tous | 29,6 | 13,0 | 26,5 | 28,0 | 37,5 | 20,1 | 39,5 |
|
Note : Les lignes verticales superposées aux barres indiquent l’intervalle de confiance de 95 %. Sources : Statistique Canada, Enquête sociale générale, 2013, 2014, 2019 et 2020. |
|||||||
Les réponses différaient également selon le contexte de l’enquête. Dans les cycles de 2013 et de 2020 sur l’identité sociale, le taux de discrimination raciale autoperçue chez les minorités visibles était plus élevé parmi les répondants en ligne que parmi les répondants par téléphone. Comparativement au taux des répondants par téléphone, le taux de discrimination raciale autoperçue pour les répondants en ligne était plus élevé de 8 points de pourcentage (ou de 10 points de pourcentage après la correction en tenant compte des caractéristiques sociodémographiques) en 2013 et de 12 points de pourcentage (ou de 14 points de pourcentage après la correction) en 2020. Dans le cycle sur la victimisation de 2019, le taux de discrimination raciale autoperçue était plus faible de 6 points de pourcentage (ou de 3 points de pourcentage après la correction, ce qui représente une différence non statistiquement significative) chez les répondants en ligne que chez les répondants par téléphoneNote. Une interaction entre le mode d’enquête et le contexte de l’enquête a également contribué à des incohérences dans la variation du taux de discrimination raciale autoperçue. Parmi les répondants par téléphone des cycles de l’ESG sur la victimisation, le taux a augmenté de 14 points de pourcentage (13 points avec la correction pour les caractéristiques sociodémographiques) entre 2014 et 2019. En revanche, chez les répondants par téléphone des cycles sur l’identité sociale, il a diminué de 2 points de pourcentage (3 points avec la correction) entre 2013 et 2020, bien que ce changement soit statistiquement non significatif. De même, entre 2019 et 2020, le taux de discrimination raciale autoperçue n’a pas changé de façon considérable chez les répondants par téléphone, mais il a presque doublé chez les répondants en ligne, en tenant compte ou non de la correction pour les caractéristiques sociodémographiques.
Le contexte de l’enquête peut être directement lié à la différence dans la discrimination raciale autoperçue entre les cycles de l’ESG pour un même mode d’enquête. Pour les répondants par téléphone, les différences de contexte de l’enquête expliquent probablement le taux beaucoup plus faible de discrimination raciale autoperçue dans le cycle de 2014 sur la victimisation que dans le cycle de 2013 sur l’identité sociale. De même, le contexte de l’enquête justifie possiblement la différence, du moins en partie, du taux entre les répondants en ligne du cycle de 2019 sur la victimisation et ceux du cycle de 2020 sur l’identité sociale. Le taux global de discrimination raciale autoperçue chez les répondants en ligne était beaucoup plus élevé en 2020 qu’en 2019, et également plus élevé en 2020 chez les Sud-Asiatiques, les Chinois et les Noirs (graphique 3). À l’inverse, les taux étaient semblables en 2019 et en 2020 pour les répondants par téléphone, il n’y a donc pas eu d’effet contextuelNote.
Tableau de données du graphique 3
| 2019 | 2020 | |
|---|---|---|
| pourcentage | ||
| Sud-Asiatique | 16,4 | 40,6 |
| Chinois | 20,6 | 40,8 |
| Noir | 32,3 | 57,3 |
|
Note : Les lignes verticales superposées aux barres indiquent l’intervalle de confiance de 95 %. Sources : Statistique Canada, Enquête sociale générale, 2019 et 2020. |
||
La présence de différents suréchantillons pourrait être un autre facteur de variation des taux de discrimination raciale autoperçue entre les cycles de l’ESG. Le graphique 4 présente le taux de discrimination raciale autoperçue pour l’échantillon habituel et pour le suréchantillon dans les cycles de l’ESG de 2013 et de 2020Note. Le suréchantillon comprenait des immigrants dans le cycle de 2013 et des minorités visibles dans le cycle de 2020. La différence entre le taux de l’échantillon habituel et celui du suréchantillon était statistiquement significative en 2013, mais pas en 2020. Les immigrants appartenant à des minorités visibles, en particulier les nouveaux arrivants, étaient moins susceptibles de déclarer être victimes de discrimination raciale que leurs homologues nés au Canada. Lorsque le statut d’immigration, la capacité de parler français ou anglais et le mode d’enquête étaient pris en compte, la différence dans le taux entre le suréchantillon et l’échantillon habituel en 2013 devenait statistiquement non significative. De plus, les différences dans les suréchantillons n’ont pas eu d’incidence sur la variation observée du taux entre 2013 et 2020, en tenant compte ou non des principales caractéristiques sociodémographiques.
Tableau de données du graphique 4
| 2013 | 2020 | |||
|---|---|---|---|---|
| Échantillon habituel | Suréchantillon | Échantillon habituel | Suréchantillon | |
| pourcentage | ||||
| Taux (%) | 33,2 | 27,6 | 35,9 | 38,0 |
|
Note : Les lignes verticales superposées aux barres indiquent l’intervalle de confiance de 95 %. Sources : Statistique Canada, Enquête sociale générale, 2013 et 2020. |
||||
Résumé et discussion
L’Enquête sociale générale (ESG) est une principale source de données du suivi de nombreux indicateurs sociaux au Canada. Depuis 2013, certains cycles de l’ESG ont été effectués à l’aide de questionnaires en ligne et par téléphone, et, à compter de 2018, tous les cycles l’ont été. Une enquête multimodale vise à atténuer la baisse des taux de réponse aux interviews téléphoniques et à réduire les coûts d’administration de l’enquête (Schork et coll., 2021; Statistique Canada, 2019). L’ESG effectue une rotation annuelle du contenu de l’enquête afin de couvrir différents domaines thématiques. On sait que le mode de collecte des données d’enquête et le contexte de l’enquête influencent les réponses aux questions subjectives, ce qui constitue un défi pour l’interprétation des tendances dans l’ensemble des cycles de l’ESG.
La présente étude a permis de comparer le taux de discrimination raciale autoperçue dans quatre cycles de l’ESG afin d’étudier la sensibilité de cet indicateur aux effets du mode, au contexte de l’enquête et au plan de l’enquête. De toute évidence, le mode de collecte et le contexte de l’enquête ont des effets importants, tandis que le plan d’échantillonnage (suréchantillons) a des effets peu importants sur les différences de taux de discrimination autoperçue entre les cycles. Le taux de discrimination raciale autoperçue en 2014 (victimisation) était plus de deux fois inférieur au taux observé l’année précédente (identité sociale). En 2020 (identité sociale), il était presque trois fois plus élevé qu’en 2014 (victimisation). Cette augmentation pourrait être en partie attribuable aux mouvements et aux manifestations (p. ex. Black Lives Matter), qui peuvent avoir accru la sensibilité à la perception de discrimination et de traitement injuste (Cotter, 2022). Toutefois, la présente étude a révélé que le taux de discrimination autoperçue parmi la population noire et les autres minorités visibles n’a pas augmenté de façon considérable entre 2013 et 2020 dans le même mode de collecte. Par conséquent, il est peu probable que le changement sociétal soit la principale raison des fluctuations de la discrimination raciale autoperçue observée dans les cycles de 2013, de 2014, de 2019 et de 2020 de l’ESG. Dans une large mesure, il s’agit d’artefacts méthodologiques dont il faut tenir compte dans la mesure des taux de discrimination raciale autoperçue dans l’ESG.
Dans les cycles de 2013 et de 2020 de l’ESG (identité sociale), les répondants en ligne ont déclaré un taux plus élevé de discrimination raciale autoperçue que les répondants par téléphone. En revanche, dans l’ESG de 2019 (victimisation), les répondants en ligne ont déclaré un taux inférieur à celui des répondants par téléphone. Les taux plus élevés observés chez les répondants en ligne au cours des cycles de 2013 et de 2020 concordent avec des études antérieures qui démontrent que les réponses en ligne à des mesures subjectives du bien-être ont tendance à être moins positives que les réponses obtenues lors d’interviews téléphoniques (Dolan et Kavetsos, 2016; Sarracino et coll., 2017; Schork et coll., 2021). La présente étude a permis de comparer les différences dans la discrimination autoperçue entre les modes de collecte, et elle n’était pas une étude statistique portant sur l’effet du mode d’enquête. Toutefois, les résultats concordent avec ceux d’une étude dans laquelle une analyse du score de propension visant à isoler officiellement les effets du mode a été effectuée, ce qui a révélé un effet du mode sur la discrimination autoperçue dans l’ESG de 2020 (DMSS, 2022). On ne sait pas quelles estimations (réponses par téléphone ou en ligne) sont les plus proches de la valeur réelle dans la population cible (Schork et coll., 2021).
Le contexte de l’enquête est une autre source de variation du taux de discrimination raciale autoperçue entre les cycles de l’ESG, et les plus grandes différences de taux d’un cycle à l’autre sont observées lorsqu’il y a des différences de contexte. C’est ce que donne à penser l’importante diminution entre 2013 et 2014 et l’importante augmentation entre 2019 et 2020. Les cycles de 2014 et de 2019 étaient axés sur la victimisation, tandis que les cycles de 2013 et de 2020 étaient axés sur l’identité sociale. La batterie de questions sur la victimisation criminelle et les troubles sociaux dans les cycles de 2014 et de 2019 a peut-être mis la question sur la discrimination raciale perçue dans un contexte différent de celui des cycles sur l’identité sociale. Par exemple, l’absence d’expériences négatives dans les questions sur la criminalité et la victimisation pourrait accroître les évaluations subjectives des répondants à d’autres égards (Bonikowska et coll., 2014). À l’inverse, dans les cycles de 2013 et de 2020 sur l’identité sociale, la question sur la discrimination a été posée après une série de questions sur le contact social, l’engagement civique, la participation politique et la perception à l’égard des réalisations, des institutions et des valeurs communes du Canada. Le fait que ces questions aient été posées au préalable peut avoir établi une norme élevée au moment où les répondants ont eu à évaluer leur perception de la discrimination raciale. L’effet de contexte observé dans une enquête à grande échelle porte à croire que l’ESG ne devrait pas être considérée comme une enquête annuelle répétée, mais plutôt comme une série d’enquêtes distinctes portant sur différents sujets. De plus, les comparaisons d’indicateurs subjectifs ne devraient être effectuées qu’entre des enquêtes ayant le même thème.
Il est recommandé de comparer avec prudence les réponses sur la discrimination raciale autoperçue d’une année à l’autre en raison des différences entre le mode d’administration de l’enquête et le contexte de l’enquête dans l’ensemble des cycles de l’ESG. De plus, les comparaisons du taux de discrimination raciale autoperçue devraient se limiter aux cycles ayant le même contexte d’enquête. Enfin, les cycles de l’ESG menés au moyen d’ITAO et de QE comprennent une variable pour le mode de collecte, qui peut être utilisée pour corriger les effets du mode d’enquête dans l’analyse de la régression.
Si les questions ayant un contenu subjectif sont sensibles au mode d’enquête et aux effets du contexte, c’est moins le cas des questions ayant un contenu objectif (Schork et coll., 2021). Par conséquent, les futures études devraient permettre d’examiner les indicateurs de discrimination raciale établis à partir de questions ayant un contenu plus précis ou objectif, comme celles portant sur l’Échelle de discrimination dans la vie de tous les jours (voir Sternthal et coll., 2005; Williams et coll., 1997), ce qui pourrait améliorer la comparabilité.
| Modèle 1 | Modèle 2 | |||
|---|---|---|---|---|
| Effets marginaux | Erreur-type | Effets marginaux | Erreur-type | |
| proportion | ||||
| Année d’enquête (référence : 2020) | ||||
| 2013 | -0,066Note *** | 0,017 | -0,075Note *** | 0,016 |
| 2014 | -0,250Note *** | 0,015 | -0,254Note *** | 0,014 |
| 2019 | -0,164Note *** | 0,018 | -0,158Note *** | 0,018 |
| Groupe d’âge (référence : 65 à 74 ans) | ||||
| 15 à 24 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,080Note * | 0,037 |
| 25 à 34 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,072Note * | 0,030 |
| 35 à 44 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,022 | 0,028 |
| 45 à 54 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,035 | 0,029 |
| 55 à 64 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,009 | 0,028 |
| Femme | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,005 | 0,014 |
| État matrimonial (référence : marié[e]) | ||||
| Union libre | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,066Note * | 0,032 |
| Veuf(ve) | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,005 | 0,055 |
| Divorcé(e) ou séparé(e) | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,021 | 0,026 |
| Jamais marié(e) | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,040Note * | 0,020 |
| Niveau de scolarité (référence : diplôme universitaire) | ||||
| Études postsecondaires partielles | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,021 | 0,017 |
| Diplôme d’études secondaires | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,008 | 0,020 |
| Sans diplôme d’études secondaires | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,081Note ** | 0,027 |
| Niveau de scolarité non déclaré | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,108 | 0,064 |
| Statut d’immigrant (référence : né[e]s au Canada) | ||||
| Immigré(e) au Canada il y a 10 ans ou moins | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,054Note * | 0,023 |
| Immigré(e) au Canada il y a plus de 10 ans | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,034 | 0,021 |
| Résident temporaire | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,109Note *** | 0,026 |
| Ne parle ni français ni anglais à la maison | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,035Note * | 0,015 |
| Situation d’emploi (référence : personne occupée) | ||||
| Chômeur(se) | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,004 | 0,023 |
| Inactif(ve) | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | -0,077Note *** | 0,018 |
| Groupes de minorités visibles (référence : autres groupes) | ||||
| Sud-Asiatique | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,042Note * | 0,018 |
| Chinois | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,050Note ** | 0,017 |
| Noir | ...Tableau 1 Note ‡ | ...Tableau 1 Note ‡ | 0,208Note *** | 0,022 |
… n'ayant pas lieu de figurer
Sources : Statistique Canada, Enquête sociale générale, 2013, 2014, 2019 et 2020. |
||||
Bibliographie
Bonikowska, A., Helliwell, J., Hou, F. et Schellenberg, G. (2014). « An assessment of life satisfaction responses on recent Statistics Canada surveys », Social Indicators Research, 118(2), 617-643.
Berry, J. W. et Hou, F. (2017). « Acculturation, discrimination and well-being among second generation of immigrants in Canada », International Journal of Intercultural Relations, 61, 29-39.
Breunig, R. et McKibbin, R. (2011). « The effect of survey design on household reporting of financial difficulty », Journal of the Royal Statistical Society: Series A (Statistics in Society), 174(4), 991-1005.
Cotter, A. (2022). « Expériences de discrimination chez les Noirs et les Autochtones au Canada, 2019 », Juristat, 42(1), https://www150.statcan.gc.ca/n1/pub/85-002-x/2022001/article/00002-fra.htm
Davillas, A., de Oliveira, V. H. et Jones, A. M. (2022). « Is inconsistent reporting of self-assessed health persistent and systematic? Evidence from the UKHLS », IZA Institute of Labor Economics, IZA Discussion Paper No. 15085.
Dillman, D. A. et Christian, L. M. (2005). « Survey mode as a source of instability in respondents across surveys », Field Methods, 17(1), 30-52.
Dolan, P. et Kavetsos, G. (2016). « Happy talk: Mode of administration effects on subjective well-being », Journal of Happiness Studies, 17(3), 1273-1291.
Du Mont, J. et Forte, T. (2016). « Perceived discrimination and self-rated health in Canada: An exploratory study », BMC Public Health, 16(1), 1-9.
Golparvar, L. (2021). Cycle 34 mode effect analysis – Canadian’s safety (victimization) of the General Social Survey. [Rapport interne inédit de méthodologie]. Division des méthodes de la statistique sociale, Statistique Canada.
Houle, R. et Schellenberg, G. (2010). Évaluation par les nouveaux immigrants de leur vie au Canada. Direction des études analytiques : documents de recherche, no 322. Statistique Canada. https://www150.statcan.gc.ca/n1/pub/11f0019m/2010322/part-partie1-fra.htm
Oreopoulos, P. (2011). « Why do skilled immigrants struggle in the labor market? A field experiment with thirteen thousand resumes », American Economic Journal: Economic Policy, 3(4), 148-171.
Painter, C. V. (2013). Le sentiment d’appartenance : revue de la littérature. Immigration, Réfugiés et Citoyenneté Canada. https://www.canada.ca/content/dam/ircc/migration/ircc/francais/pdf/recherche-stats/r48a-2012appartenance-fra.pdf
Pascoe, E. A. et Smart Richman, L. (2009). « Perceived discrimination and health: A meta-analytic review », Psychological Bulletin, 135(4), 531-554.
Safi, M. (2010). « Immigrants’ life satisfaction in Europe: Between assimilation and discrimination », European Sociological Review, 26(2), 159-176.
Sarracino, F., Riillo, C. A. F. et Mikucka, M. (2017). « Comparability of web and telephone surveys for the measurement of subjective well-being », Survey Research Methods, 11(2), 141-169.
Schmitt, M. T., Branscombe, N. R., Postmes, T. et Garcia, A. (2014). « The consequences of perceived discrimination for psychological well-being: A meta-analytic review », Psychological Bulletin, 140(4), 921-948.
Schork, J., Riillo, C. A. F. et Neumayr, J. (2021). « Survey mode effects on objective and subjective questions: Evidence from the Labour Force Survey », Journal of Official Statistics, 37(1), 213-237.
Division des méthodes de la statistique sociale. (2022). Mode effect analysis of the 2020 General Social Survey on Social Identity. [Rapport interne inédit de méthodologie]. Statistique Canada
Statistique Canada. (2014). Enquête sociale générale de 2013, cycle 27 : Identité sociale — Guide de l’utilisateur du fichier analytique.
Statistique Canada. (2015). Enquête sociale générale de 2014, cycle 28 : Sécurité des Canadiens (victimisation) — Guide de l’utilisateur de microdonnées.
Statistique Canada. (2019). Enquête sociale générale : l’aperçu, 2019. No 89F0115X-2019001 au catalogue. https://www150.statcan.gc.ca/n1/pub/89f0115x/89f0115x2019001-fra.htm
Statistique Canada. (2020). Enquête sociale générale de 2019, cycle 34 : Sécurité des Canadiens (victimisation) — Guide de l’utilisateur de microdonnées.
Statistique Canada. (2021). Enquête sociale générale de 2020, cycle 35 : Identité sociale — Guide de l’utilisateur de microdonnées.
Sternthal, M. J., Slopen, M. et Williams, D. R. (2011). « Racial disparities in health », Du Bois Review, 8(1), 95-113.
Vang, Z., Hou, F. et Elder, K. (2019). « Perceived religious discrimination, religiosity, and life satisfaction », Journal of Happiness Studies, 20(6), 1913-1932.
Wavrock, D., Schellenberg, G. et Schimmele, C. (2021). Typologie de l’utilisation d’Internet par les Canadiens : activités en ligne et compétences numériques. Direction des études analytiques : documents de recherche, no 465. Statistique Canada. https://www150.statcan.gc.ca/n1/pub/11f0019m/11f0019m2021008-fra.htm
Williams, D. R., Yan, Y., Jackson, J. S. et Anderson, N. B. (1997). « Racial differences in physical and mental health: Socioeconomic status, stress and discrimination », Journal of Health Psychology, 2(3), 335-351.
Wu, Z. et Finnsdottir, M. (2021). « Perceived racial and cultural discrimination and sense of belonging in Canadian society. » Canadian Review of Sociology, 58(2), 229-249.
Zanutto, E. L. (2006). « A comparison of propensity score and linear regression analysis of complex survey data », Journal of Data Science, 4(1), 67-91.
- Date de modification :