Publications

    Direction des études analytiques : documents de recherche

    Salaires et taux d’emploi à temps plein des jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires et des jeunes titulaires d’un baccalauréat, 1997 à 2012

    Salaires et taux d’emploi à temps plein des jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires et des jeunes titulaires d’un baccalauréat, 1997 à 2012

    par Marc Frenette et René Morissette

    Passer au texte

    Début du texte

    Résumé

    La présente étude porte sur les facteurs qui sous-tendent le resserrement des écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires observé de la période de 2000 à 2002 à celle de 2010 à 2012, ainsi que l’accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Trois constatations importantes se dégagent de l’étude. Premièrement, alors que le boom pétrolier qui a marqué une grande partie des années 2000 a eu tendance à réduire les écarts salariaux liés au niveau de scolarité chez les jeunes hommes ainsi que les jeunes femmes, l’effet des autres facteurs déterminants variait selon le sexe. Les augmentations du salaire minimum réel et de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat ont eu tendance à réduire les écarts salariaux chez les jeunes femmes, mais non chez les jeunes hommes. Par contre, les variations du taux de syndicalisation et de la prévalence relative des emplois temporaires ont réduit l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes, mais non chez les jeunes femmes. Deuxièmement, les augmentations du salaire minimum réel semblent avoir eu un double effet chez les jeunes femmes, réduisant les écarts salariaux entre celles titulaires d’un baccalauréat et celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires, mais accroissant les différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Troisièmement, la diminution des écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et les jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires ayant un emploi à temps plein a été compensée par un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Par conséquent, les différences entre les gains hebdomadaires moyens non conditionnels ou la rémunération annuelle moyenne des jeunes titulaires d’un baccalauréat et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires ne présentaient aucune tendance durant la période de référence de l’étude.

    Des études apparentées sur l’éducation et la formation et sur l’emploi réalisées par la Division de l’analyse sociale peuvent être consultées à la page Mise à jour sur la recherche sociale.

    Sommaire

    De la période de 2000 à 2002 à la période de 2010 à 2012, le salaire hebdomadaire réel moyen des hommes de 20 à 34 ans titulaires d’un baccalauréat et occupés à temps plein a diminué marginalement et celui de leurs homologues féminins a augmenté d’environ 5 %.

    Par contre, le salaire hebdomadaire réel moyen des titulaires d’un diplôme d’études secondaires âgés de 20 à 34 ans et occupés à temps plein a augmenté d’environ 9 % pour les hommes et de 11 % pour les femmes. Donc, les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et les jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires ayant un emploi à temps plein ont diminué ces dernières années.

    Malgré le resserrement des écarts entre ces deux groupes, les différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein se sont accentuées. Par exemple, le taux d’emploi rémunéré à temps plein des jeunes hommes titulaires d’un baccalauréat dépassait de 7,4 points de pourcentage celui observé pour les jeunes hommes titulaires d’un diplôme d’études secondaires durant la période de 2010 à 2012, écart en hausse par rapport aux 4,3 points de pourcentage enregistrés durant la période de 2000 à 2002. Chez les jeunes femmes, la différence est passée de 13,8 points de pourcentage à 18,6 points de pourcentage.

    La présente étude porte sur les facteurs qui ont sous-tendu la diminution des écarts salariaux observés entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires de la période de 2000 à 2002 à celle de 2010 à 2012, ainsi que l’accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes.

    Quatre types de facteurs sont considérés, à savoir ceux associés aux variations de l’offre de main-d’œuvre, de la demande de main-d’œuvre, des institutions et des contrats d’emploi, ainsi que de la conjoncture économique générale.

    Les variations de la population de titulaires d’un baccalauréat par rapport à la population de titulaires d’un diplôme d’études secondaires sont utilisées pour saisir les variations de l’offre relative de main-d’œuvre.

    Des variables servant à mesurer le boom pétrolier, l’essor de la construction, l’effondrement de l’emploi dans les secteurs de l’informatique et des télécommunications (IT) et les variations du cours du dollar canadien sur le marché des changes sont utilisées pour évaluer les variations de la demande de main-d’œuvre qui peuvent avoir une incidence sur l’avantage salarial lié aux études, c’est-à-dire les écarts salariaux entre les titulaires d’un baccalauréat et les jeunes diplômés du secondaire.

    Les variations du salaire minimum réel, du taux de syndicalisation des jeunes et de la prévalence relative du travail temporaire entre les deux groupes sont utilisées pour évaluer les changements institutionnels.

    Les fluctuations du taux de chômage des hommes de 35 à 54 ans servent de variable de contrôle pour tenir compte des variations de la conjoncture du marché du travail.

    Afin d’établir la corrélation entre les variations interrégionales des résultats observés chez les jeunes et les variations interrégionales des principales variables explicatives, l’étude tire parti du fait que les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires, ainsi que bon nombre de variables explicatives susmentionnées ont évolué différemment d’une région à l’autre. Par exemple, entre 2000-2002 et 2010-2012, les différences, corrigées pour tenir compte de l’expérience, entre les logarithmes du salaire hebdomadaire des jeunes hommes titulaires d’un baccalauréat et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupés à temps plein ont diminué d’au moins 15 points de logarithme (environ 15 points de pourcentage) en Alberta et en Saskatchewan, mais d’environ 3 points de logarithme seulement en Ontario. De même, le salaire minimum réel a augmenté de 25 points de logarithme ou plus au Manitoba, à Terre-Neuve-et-Labrador ainsi que dans les autres provinces atlantiques (considérées collectivement), mais a baissé d’environ 2 points de logarithme en Colombie-Britannique.

    Trois grandes constatations se dégagent de l’étude. La première est que, même si le boom pétrolier observé durant la plupart des années 2000 a eu tendance à réduire les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité chez les jeunes hommes ainsi que les jeunes femmes, l’effet des autres déterminants différait selon le sexe. Les hausses du salaire minimum réel et de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat ont eu tendance à réduire l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes femmes, mais non chez les jeunes hommes. Les variations du taux de syndicalisation et de l’importance relative de l’emploi temporaire ont réduit l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes, mais non chez les jeunes femmes.

    La deuxième constatation est que les augmentations du salaire minimum réel semblent avoir eu un double effet chez les jeunes femmes : ces augmentations étaient associées à une diminution des écarts salariaux entre les titulaires d’un baccalauréat et les titulaires d’un diplôme d’études secondaires, mais à un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes.

    La troisième constatation est que la diminution des écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupés à temps plein a été compensée par un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Par conséquent, les différences de gains hebdomadaires moyens non conditionnels ou de rémunération annuelle moyenne entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires ne présentaient aucune tendance durant la période de référence de l’étude. Cette constatation est importante, parce qu’elle enrichit le débat sur l’inégalité salariale entre ces deux groupes de diplômés. Elle montre que, même si aucune tendance ne se dégageait concernant l’inégalité de la rémunération annuelle entre ces deux groupes durant les années 2000, l’inégalité des salaires horaires (ou des salaires hebdomadaires) entre ces groupes a diminué en raison de plusieurs facteurs, dont les fluctuations du prix du pétrole, les augmentations du salaire minimum réel et les effets de l’offre relative de main-d’œuvre. En résumé, après avoir augmenté de 1980 à 2000, les différences de prix de la main-d’œuvre selon le niveau de scolarité ont effectivement diminué chez les jeunes travailleurs au cours des années 2000.

    1 Introduction

    Le niveau de scolarité que l’on choisit d’atteindre pourrait être l’une des décisions d’investissement les plus importantes que l’on prend dans sa vie. Selon les nombreuses études passées en revue par Card (2001), le taux de rendement d’une année d’études est de l’ordre de 10 % sur le plan de la rémunération annuelle. Donc, les décisions en matière d’études peuvent influer sur la capacité future à fonder une famille, acheter un logement, payer les études des enfants, économiser pour la retraite, etc. Plus généralement, le taux de rendement des études peut avoir une incidence sur l’inégalité du revenu et la mobilité intergénérationnelle du revenu.

    Même si des estimations bien établies du rendement des études sont publiées, le grand public est habituellement mal informé quant aux avantages de la poursuite d’études supérieures (Frenette et Robson, 2011). Les élèves du secondaire et leurs parents sous-estiment généralement le rendement des études postsecondaires, y compris les études universitaires.

    Le fait que les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité ne sont pas constants au fil du temps complique encore davantage la situation. Ainsi, Boudarbat et coll. (2010) montrent que les différences de rémunération selon le niveau de scolarité ont augmenté au cours des années 1980 et des années 1990, surtout chez les hommes, mais Morissette et coll. (2013) soulignent que cette tendance s’est renversée au cours des années 2000, en particulier chez les travailleurs de moins de 35 ans. À partir des années 2000, la rémunération des jeunes titulaires d’un baccalauréat occupés à temps plein a diminué ou augmenté modérément, tandis que celle des jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires a augmenté plus rapidement (tableau 1). Par conséquent, les écarts salariaux entre ces deux groupes ont diminué au cours des années 2000, surtout dans les provinces productrices de pétrole de l’Alberta, la Saskatchewan et Terre-Neuve-et-Labrador (graphiques 1 et 2).

    Graphique 1 Différences de salaire hebdomadaire moyen enre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe masculin âgés de 20 à 34 ans et occupant un emploi à temps plein, selon la région, 1997 à 2012

    Description du graphique 1

    Graphique 2 Différences de salaire hebdomadaire moyen entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe féminin âgés de 20 à 34 ans et occupant un emploi à temps plein, selon la région, 1997 à 2012

    Description du graphique 2

    Une autre source de complication tient au fait que les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité ne sont que l’un des facteurs susceptibles d’influer sur les décisions concernant les études. La mesure dans laquelle des études supplémentaires augmentent les chances qu’une personne décroche un emploi rémunéré à temps plein joue aussi un rôle important. Or, ces deux variables ont évolué différemment ces dernières années. Alors que les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupant un emploi rémunéré à temps plein ont diminué, les différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les deux groupes se sont accentuées (graphiques 3 et 4), surtout dans les provinces non productrices de pétrole (graphiques 5, 6, 7 et 8)Note1. Par conséquent, la réponse à la question de savoir si les diplômés du secondaire ont gagné du terrain ces dernières années comparativement à leurs homologues titulaires d’un baccalauréat dépend de façon cruciale du résultat sur le marché du travail et de la région que l’on prend en considération.

    Chart 3 Differences in full-time paid employment rates between bachelor's degree holders and high school graduates aged 20 to 34, by sex, 1997 to 2012

    Description du graphique 3

    Graphique 4 Différences de taux d'emploi rémunéré à temps plein entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires âgés de 20 à 34 ans, selon le sexe, 1997 à 2012 (étudiants à temps plein exclus)

    Description du graphique 4

    Graphique 5 Différences de taux d'emploi rémunéré à temps plein entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe masculin âgés de 20 à 34 ans, selon la région, 1997 à 2012

    Description du graphique 5

    Graphique 6 Différences de taux d'emploi rémunéré à temps plein entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe masculin âgés de 20 à 34 ans, selon la région, 1997 à 2012 (étudiants à temps plein exclus)

    Description du graphique 6

    Graphique 7 Différences de taux d'emploi rémunéré à temps plein entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe féminin âgées de 20 à 34 ans, selon la région, 1997 à 2012

    Description du graphique 7

    Graphique 8 Différences de taux d'emploi rémunéré à temps plein entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe féminin âgées de 20 à 34 ans, selon la région, 1997 à 2012 (étudiants à temps plein exclus)

    Description du graphique 8

    La présente étude poursuit deux objectifs. Le premier consiste à expliquer la diminution de l’avantage salarial lié aux études — avantage mesuré par la différence entre les logarithmes du salaire hebdomadaire (horaire) des titulaires d’un baccalauréat et des titulaires d’un diplôme d’études secondaires — que l’on a constatée ces dernières années chez les travailleurs de 20 à 34 ans. On évalue pour cela le rôle des variations de l’offre relative de main-d’œuvre des diplômés, de la demande de main-d’œuvre (en particulier dans les secteurs du pétrole, de la construction, de la fabrication et de la haute technologie), des facteurs institutionnels (salaire minimum, syndicalisation et travail temporaire) et de la conjoncture générale du marché du travail.

    Le deuxième objectif consiste à expliquer l’accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les deux groupes de jeunes travailleurs ces dernières années. Plusieurs facteurs susmentionnés sont pris en considération à cet égard.

    Trois constatations importantes se dégagent de l’étude. Premièrement, alors que le boom pétrolier observé durant la plupart des années 2000 a eu tendance à réduire les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité chez les jeunes hommes ainsi que chez les jeunes femmes, l’effet des autres facteurs déterminants variait selon le sexe. Les augmentations du salaire minimum réel et de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat ont réduit les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité chez les jeunes femmes, mais non chez les jeunes hommes. Les fluctuations du taux de syndicalisation et de l’importance relative de l’emploi temporaire ont réduit l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes, mais non chez les jeunes femmes.

    La deuxième constatation est que les augmentations du salaire minimum réel semblent avoir eu un double effet chez les jeunes femmes : elles étaient associées à une diminution des écarts salariaux entre celles titulaires d’un baccalauréat et celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires, mais à un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes.

    La troisième constatation est que la diminution des écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupés à temps plein a été compensée par un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Par conséquent, les différences entre les gains hebdomadaires moyens non conditionnels ou la rémunération annuelle moyenne des jeunes titulaires d’un baccalauréat et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires ne présentaient aucune tendance durant la période de référence de l’étude. Donc, les analyses basées uniquement sur les différences de rémunération annuelle entre les deux groupes ne permettraient pas de cerner les deux variations compensatoires qui ont eu lieu du début des années 2000 au début des années 2010, à savoir une diminution des écarts salariaux entre les niveaux de scolarité accompagnée d’un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein.

    Le plan de l’étude est le suivant. Les données et les méthodes sur lesquelles s’appuie l’étude sont décrites à la section 2. Les résultats sont présentés à la section 3. L’étude se conclut par une discussion des résultats.

    2 Données et méthodes

    Les données proviennent de l’Enquête sur la population active (EPA), qui fournit les données sur la rémunération les plus récentes et au moyen de laquelle des données mensuelles sur la rémunération et le niveau de scolarité sont recueillies de manière systématique depuis 1997. Les fichiers de l’EPA utilisés ici couvrent la période de 1997 à 2012, en mettant l’accent sur les tendances des salaires et des taux d’emploi à temps plein après 2000Note2.

    2.1 Écarts salariaux entre les niveaux de scolarité

    L’échantillon utilisé pour étudier l’évolution des écarts salariaux entre les niveaux de scolarité est constitué des travailleurs rémunérés occupés à temps plein âgés de 20 à 34 ans, gagnant au moins 75 $ par semaine en dollars constants de 2000 dans leur emploi principal, et vivant dans l’une des 10 provincesNote3.

    L’approche analytique comprend deux étapes. La première consiste à exécuter des régressions du logarithme du salaire hebdomadaire ou du logarithme du salaire horaire, selon le sexe, la région et l’année, en utilisant la spécification suivante :

    (1)   ln W irt = B 0 + B 1 EX P irt + B 2 EX P irt 2 + α 1 PDE S irt + α 2 MÉTIER S irt + α 3 EP S irt + α 4 B A irt + α 5 SU P irt + u irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaciiBaiaac6 gacaWGxbWaaSbaaSqaaiaadMgacaWGYbGaamiDaaqabaGccqGH9aqp caWGcbWaaSbaaSqaaiaaicdaaeqaaOGaey4kaSIaaGzaVlaadkeada WgaaWcbaGaaGymaaqabaGccaWGfbGaamiwaiaadcfadaWgaaWcbaGa amyAaiaadkhacaWG0baabeaakiabgUcaRiaadkeadaWgaaWcbaGaaG OmaaqabaGccaWGfbGaamiwaiaadcfadaqhaaWcbaGaamyAaiaadkha caWG0baabaGaaGOmaaaakiabgUcaRiabeg7aHnaaBaaaleaacaaIXa aabeaakiaadcfacaWGebGaamyraiaadofadaWgaaWcbaGaamyAaiaa dkhacaWG0baabeaakiabgUcaRiabeg7aHnaaBaaaleaacaaIYaaabe aakiaad2eacaWGjdGaamivaiaadMeacaWGfbGaamOuaiaadofadaWg aaWcbaGaamyAaiaadkhacaWG0baabeaakiabgUcaRiabeg7aHnaaBa aaleaacaaIZaaabeaakiaadweacaWGqbGaam4uamaaBaaaleaacaWG PbGaamOCaiaadshaaeqaaOGaaGzaVlabgUcaRiabeg7aHnaaBaaale aacaaI0aaabeaakiaadkeacaWGbbWaaSbaaSqaaiaadMgacaWGYbGa amiDaaqabaGccqGHRaWkcqaHXoqydaWgaaWcbaGaaGynaaqabaGcca WGtbGaamyvaiaadcfadaWgaaWcbaGaamyAaiaadkhacaWG0baabeaa kiabgUcaRiaadwhadaWgaaWcbaGaamyAaiaadkhacaWG0baabeaaaa a@8846@

    où  ln W irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbaGaa8hBai aa=5gaieGacaGFxbWaaSbaaSqaaiaa+LgacaGFYbGaa4hDaaqabaaa aa@3BB9@  désigne le logarithme du salaire hebdomadaire (horaire) du travailleur i vivant dans la région r durant l’année t. Les termes EX P irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8xrai aa=HfacaWFqbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFYbGaa8hDaaqabaaaaa@3B70@  et  EX P 2 irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8xrai aa=HfacaWFqbWaaWbaaSqabeaaieaacaGFYaaaaOWaaSbaaSqaaiaa =LgacaWFYbGaa8hDaaqabaaaaa@3C62@  mesurent l’expérience potentielle sur le marché du travail et sa valeur au carré, respectivement. Le reste de l’équation (1) comprend des variables indicatrices binaires pour divers niveaux de scolarité (pas de diplôme d’études secondaires — PDE S irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8huai aa=reacaWFfbGaa83uamaaBaaaleaacaWFPbGaa8NCaiaa=rhaaeqa aaaa@3C30@ , certificat ou diplôme d’une école de métiers — MÉTIER S irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8xtai aa=LmacaWFubGaa8xsaiaa=veacaWFsbGaa83uamaaBaaaleaacaWF PbGaa8NCaiaa=rhaaeqaaaaa@3F24@ , études postsecondaires inférieures au baccalauréat — EP S irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8xrai aa=bfacaWFtbWaaSbaaSqaaiaa=LgacaWFYbGaa8hDaaqabaaaaa@3B6B@ , baccalauréat — B A irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8Nqai aa=feadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=jhacaWF0baabeaaaaa@3A85@ , maîtrise ou niveau de scolarité plus élevé — SU P irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa83uai aa=vfacaWFqbWaaSbaaSqaaiaadMgacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@3B87@ ) : les titulaires d’un diplôme d’études secondaires forment le groupe de référence (omis). Le paramètre α 4 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqySde2aaS baaSqaaiaaisdaaeqaaaaa@3880@  mesure les différences, corrigées pour tenir compte de l’expérience, entre les logarithmes du salaire hebdomadaire (horaire) des jeunes titulaires d’un baccalauréat ( B A irt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaacbiGaa8Nqai aa=feadaWgaaWcbaGaa8xAaiaa=jhacaWF0baabeaaaaa@3A85@ ) et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Tant pour les hommes que pour les femmes, l’équation (1) est estimée 128 fois, c’est-à-dire séparément pour chacune des 8 régions considérées et les 16 années de la période s’étalant de 1997 à 2012Note4. Cela donne, entre autres paramètres, 128 valeurs estimées de α 4 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqySde2aaS baaSqaaiaaisdaaeqaaaaa@3880@ .

    La deuxième étape consiste à effectuer la régression des 128 valeurs estimées de  α 4 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqySde2aaS baaSqaaiaaisdaaeqaaaaa@3880@  sur les variables indicatrices de région ( θ r MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqiUde3aaS baaSqaaiaadkhaaeqaaaaa@38D0@ ), les effets d’année ( δ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqiTdq2aaS baaSqaaiaadshaaeqaaaaa@38C1@ ) et un vecteur  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  de variables explicatives définies au niveau sexe-région-annéeNote5.

    (2)   α 4rt = θ r + δ t +β Z rt + e rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqySde2aaS baaSqaaiaaisdacaWGYbGaamiDaaqabaGccqGH9aqpcqaH4oqCdaWg aaWcbaGaamOCaaqabaGccqGHRaWkcqaH0oazdaWgaaWcbaGaamiDaa qabaGccqGHRaWkcqaHYoGycaWGAbWaaSbaaSqaaiaadkhacaWG0baa beaakiabgUcaRiaadwgadaWgaaWcbaGaamOCaiaadshaaeqaaaaa@4B88@

    Les variables indicatrices de région permettent que les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires varient selon la région en raison de différences régionales de structure des industries, de structure des professions ou de taille d’entreprise. Les effets d’année permettent que les écarts salariaux au niveau national varient au fil du temps en raison de facteurs non mesurés tels que les progrès technologiques et l’intensité de la concurrence, à l’intérieur des industries ainsi qu’à l’étranger. Le vecteur  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  rend compte des changements institutionnels ainsi que des variations de l’offre de main-d’œuvre, de la demande de main-d’œuvre et de la conjoncture générale du marché du travail. Il est constitué de 10 variables explicatives définies plus bas. Les variations de l’offre de main-d’œuvre sont évaluées d’après les variations du (logarithme du) ratio du nombre de jeunes titulaires d’un baccalauréat au nombre de jeunes titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Les variations de la demande de main-d’œuvre sont évaluées au moyen de variables reliées à quatre événements : le boom pétrolier des années 2000, l’essor de la construction des années 2000, l’effondrement du secteur de la haute technologie au début des années 2000 et l’appréciation du dollar canadien sur le marché des changes après 2002. Les changements institutionnels sont mesurés en se basant sur les variations du salaire minimum réel, des taux de syndicalisation des jeunes au niveau régional, des différences de taux de syndicalisation entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires, ainsi que de la prévalence relative du travail temporaire entre ces deux groupes. Enfin, les variations de la conjoncture générale du marché du travail sont évaluées au moyen du taux de chômage des hommes de 35 à 54 ans.

    En utilisant les valeurs estimées de  β MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqOSdigaaa@3798@  , l’équation (2) permet de déterminer dans quelle mesure les variations de  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  expliquent la diminution de l’avantage salarial lié aux études. En particulier, pour estimer la part de la variation de l’avantage salarial lié aux études qui peut être expliquée par une variable explicative particulière (par exemple, les variations du salaire minimum), on multiplie le coefficient pertinent dans  β MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqOSdigaaa@3798@  par la variation observée de cette variable. Nous nous concentrons ici sur les variations de l’avantage salarial lié aux études observées au cours des périodes de 2000 à 2002 et de 2010 à 2012Note6.

    L’approche méthodologique adoptée dans la présente étude est axée sur la variation interrégionale des fluctuations des variables explicatives clés. Par exemple, pour pouvoir déterminer l’effet du salaire minimum sur l’avantage salarial lié aux études, le salaire minimum doit avoir augmenté davantage dans certaines régions que dans d’autres durant la période d’observation. En l’absence de ce genre de variation interrégionale, l’effet d’une composante donnée de  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  sur l’avantage salarial lié aux études ne peut pas être distingué des effets d’année ( δ t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqiTdq2aaS baaSqaaiaadshaaeqaaaaa@38C1@ ). Le lecteur ne doit pas non plus perdre de vue que cette approche reflète à la fois les effets directs et indirects des variations d’une variable explicative donnée sur l’avantage salarial lié aux études. Ainsi, un boom pétrolier peut faire augmenter non seulement les salaires des travailleurs du secteur du pétrole, mais aussi la demande d’intrants intermédiaires utilisés par l’industrie pétrolière. Si les travailleurs employés dans les secteurs qui produisent ces intrants intermédiaires sont principalement des diplômés du secondaire, la réduction du ratio salarial du baccalauréat aux études secondaires qui en découle reflétera les deux ensembles d’influencesNote7.

    Fluctuations de l’offre de main-d’œuvre

    Dans le simple cadre de l’offre et de la demande, une augmentation de l’offre de titulaires d’un baccalauréat relativement à celle de titulaires d’un diplôme d’études secondaires devrait réduire l’avantage salarial lié aux études, c’est-à-dire les écarts salariaux entre les deux groupes. La raison en est simple : la croissance plus forte de la population de titulaires d’un baccalauréat que celle de la population de diplômés du secondaire réduira la rareté relative du premier groupe. Afin de saisir les variations de l’offre relative de main-d’œuvre, nous calculons le logarithme du ratio du nombre de titulaires d’un baccalauréat âgés de 20 à 34 ans au nombre de titulaires d’un diplôme d’études secondaires âgés de 20 à 34 ans. Nous utilisons deux versions de cette variable, l’une sexospécifique et l’autre pas.

    Fluctuations de la demande de main-d’œuvre

    Plusieurs facteurs peuvent avoir modifié la demande de diplômés du secondaire et de titulaires d’un baccalauréat ces dernières années, dont les fortes augmentations des prix mondiaux du pétrole, l’essor de la construction durant les années 2000, l’appréciation du dollar canadien sur le marché des changes après 2002 et l’effondrement observé dans le secteur de l’informatique et des télécommunications (IT) au début des années 2000.

    De 2000 à 2008, les prix obtenus par les producteurs de pétrole canadiens ont doublé (tableau 2). En outre, dans le secteur de la construction, le nombre de mises en chantier a augmenté considérablement. Comme les hommes détenteurs d’un diplôme d’études secondaires sont plus fréquemment employés dans les secteurs du pétrole et de la construction que ceux titulaires d’un baccalauréat (tableau 3), la hausse des prix mondiaux du pétrole et la forte croissance de la demande de logements peuvent avoir exercé une plus forte pression à la hausse sur la rémunération du premier groupe que sur celle du second. La baisse de l’emploi dans le secteur de l’IT après 2001 (Bowlby et Langlois, 2002; Frenette, 2007) peut également avoir contribué à la réduction de l’avantage salarial lié aux études en réduisant la demande relative de titulaires d’un baccalauréat qui sont beaucoup plus nombreux à travailler dans le secteur de l’IT que leurs homologues possédant un diplôme d’études secondaires (tableau 3). Inversement, l’appréciation importante du dollar canadien observée après 2002 (tableau 2) pourrait avoir réduit plus fortement la demande de diplômés du secondaire que celle de titulaires d’un baccalauréat, étant donné que les premiers étaient plus souvent employés dans le secteur de la fabrication — qui est exposé aux fluctuations du taux de change — que les seconds à la fin des années 1990 (tableau 3)Note8.


    Ces facteurs sont évalués au moyen des quatre variables suivantes, dont la construction est décrite en détail à l’annexe 1 : la variable du prix du pétrole, la variable des mises en chantier, la variable du taux de change et la part de l’emploi dans le secteur de l’IT attribuable aux jeunes. Puisque les fluctuations de la demande et de l’offre de main-d’œuvre peuvent avoir un effet retardé sur les salaires, les valeurs décalées d’un an de ces quatre variables et des variables de l’offre de main-d’œuvre susmentionnées sont utilisées dans  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  dans toutes les analyses par la régression.

    Changements institutionnels

    Durant les années 2000, le salaire minimum réel a augmenté dans la plupart des provinces (tableau 5). Comme les titulaires d’un diplôme d’études secondaires sont moins bien rémunérés (et sont plus susceptibles d’occuper des emplois rémunérés au salaire minimum) que les titulaires d’un baccalauréat, ces augmentations du salaire minimum peuvent avoir réduit l’avantage salarial lié aux études. L’effet de la hausse du salaire minimum sur l’avantage salarial lié aux études devrait être plus important chez les femmes, puisque celles qui possèdent un diplôme d’études secondaires gagnent moins que leurs homologues masculins (tableau 3). La valeur contemporaine (c’est-à-dire la valeur à l’année t lorsque l’année t est prise en considération) du logarithme du salaire minimum réel est utilisée dans  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  Note9.

    Comme les syndicats ont davantage tendance à faire augmenter les salaires des travailleurs peu qualifiés que ceux de leurs homologues très spécialisés (Lemieux, 1998), une hausse du taux de syndicalisation pourrait faire baisser le ratio salarial du baccalauréat au diplôme d’études secondaires. Inversement, les différences de taux de syndicalisation entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires pourraient être corrélées positivement au ratio salarial du baccalauréat au diplôme d’études secondaires si la hausse de la rémunération selon le groupe de travailleurs est plus prononcée pour les groupes pour lesquels les taux de syndicalisation sont plus élevés. Les variations du taux de syndicalisation sont mesurées par la valeur contemporaine du pourcentage de travailleurs qui sont affiliés à un syndicat dans une région donnée durant une année donnée. Les différences de taux de syndicalisation entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires sont évaluées en utilisant la valeur contemporaine de ces différences.

    En plus des variations du salaire minimum et du taux de syndicalisation, les variations du type de contrats négociés entre les employeurs et les employés peuvent avoir une incidence sur l’avantage salarial lié aux études. Puisque les emplois temporaires sont généralement moins bien rémunérés que les emplois permanents (Galarneau, 2005), la croissance plus forte de l’emploi temporaire chez les titulaires d’un baccalauréat devrait avoir tendance à réduire l’avantage salarial lié aux études. Cette notion est prise en compte en calculant la valeur contemporaine de la différence entre les pourcentages de titulaires d’un baccalauréat et de diplômés du secondaire occupant un emploi temporaire.

    Conjoncture générale du marché du travail

    Il existe des preuves que les salaires des travailleurs peu qualifiés ont tendance à augmenter lorsque le taux de chômage atteint des niveaux historiquement faibles (Mishel et coll., 2012). Comme la conjoncture du marché du travail s’est améliorée du début des années 2000 jusqu’à 2008, une partie de la réduction de l’avantage salarial lié aux études observée dans les graphiques 1 et 2 pourrait être associée à un resserrement du marché du travail. La valeur contemporaine du taux de chômage des hommes de 35 à 54 ans est utilisée pour tenir compte de l’influence de la conjoncture générale du marché du travail sur l’avantage salarial lié aux études.

    2.2 Différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein

    L’échantillon utilisé pour étudier l’évolution des différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein des titulaires d’un diplôme d’études secondaires et des titulaires d’un baccalauréat comprend les personnes âgées de 20 à 34 ans vivant dans les 10 provinces.

    La méthodologie utilisée est identique à celle décrite à la sous-section 2.1, à deux exceptions près. Premièrement, la variable dépendante de l’équation (1) est maintenant égale à 1 si une personne occupe à temps plein un emploi rémunéré, et à 0 autrement. Donc, la variable dépendante utilisée dans l’équation (2) mesure maintenant les différences, corrigées pour tenir compte de l’expérience, entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein (plutôt que les logarithmes des salaires) des jeunes titulaires d’un baccalauréat et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Deuxièmement, puisque, par définition, les taux d’emploi à temps plein mesurent la part de « fournisseurs de main-d’œuvre » qui ont un emploi rémunéré à temps plein, le vecteur  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  est redéfini afin de tenir compte du fait que les variations des taux d’emploi rémunéré à temps plein sont plausiblement dictées par des changements de la demande de main-d’œuvre, de la conjoncture générale du marché du travail et des institutions, plutôt que par des variations de l’offre de main-d’œuvre.

    3 Résultats

    3.1 Écarts salariaux entre les niveaux de scolarité

    Les tableaux 5 et 6 montrent, pour les jeunes hommes et pour les jeunes femmes, respectivement, comment l’avantage salarial lié aux études et la plupart des variables explicatives définies plus haut ont évolué du début des années 2000 à la fin des années 2000Note10. Entre 2000-2002 et 2010-2012, la diminution de l’avantage salarial lié aux études a varié d’une région à l’autre. Chez les jeunes hommes, les différences, corrigées pour tenir compte de l’expérience, entre les logarithmes des salaires hebdomadaires des titulaires d’un baccalauréat et des titulaires d’un diplôme d’études secondaires ont diminué d’au moins 15 points de logarithme (environ 15 points de pourcentage) en Alberta et en Saskatchewan, mais d’environ 3 points de logarithme seulement en Ontario (tableau 5). Chez les jeunes femmes, ces différences ont diminué plus fortement à Terre-Neuve-et-Labrador et en Alberta que dans les autres provinces (tableau 6).

    De même, plusieurs variables explicatives clés utilisées dans  Z rt MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaamOwamaaBa aaleaacaWGYbGaamiDaaqabaaaaa@38F2@  présentaient des différences de variation selon la région. Chez les jeunes hommes, la variable du prix du pétrole a augmenté davantage dans les trois principales provinces productrices de pétrole (Alberta, Saskatchewan et Terre-Neuve-et-Labrador) que dans les autres provincesNote11. L’offre relative de main-d’œuvre a peu varié en Saskatchewan, mais a augmenté fortement en Colombie-Britannique et à Terre-Neuve-et-Labrador. Le taux de syndicalisation a augmenté d’environ 4 points de pourcentage au Québec et à Terre-Neuve-et-Labrador, mais a baissé d’environ la même quantité en Colombie-Britannique. Comme prévu, la variable de l’IT a diminué davantage au Québec et en Ontario qu’ailleurs. Le salaire minimum réel a augmenté d’au moins 25 points de logarithme au Manitoba, à Terre-Neuve-et-Labrador et dans les autres provinces atlantiques (considérées collectivement), mais a diminué d’environ 2 points de logarithme en Colombie-Britannique. Chez les jeunes femmes, des différences de variations des variables explicatives clés sont également observées d’une région à l’autre.

    Les résultats des régressions au moyen de l’équation (2) sont présentés pour les jeunes hommes au tableau 7 et pour les jeunes femmes au tableau 8. La partie supérieure de chaque tableau donne les chiffres fondés sur le logarithme du salaire hebdomadaire, tandis que la partie inférieure donne les résultats fondés sur le logarithme du salaire horaire. Les deux premières colonnes donnent les estimations des paramètres des régressions par les moindres carrés pondérés, en utilisant comme poids les nombres estimés de travailleurs rémunérés à temps plein de sexe masculin (féminin) âgés de 20 à 34 ans dans la région  durant l’année  Les deux colonnes suivantes sont basées sur les régressions non pondérées, dans lesquelles un poids égal est attribué à chacune des huit régions prises en considération dans la présente étude. Dans tous les cas, les modèles de régression tiennent compte de la présence d’une corrélation propre d’ordre un dans le terme d’erreur de l’équation (2).




    Les deux parties du tableau 7 montrent que, pour les jeunes hommes, trois variables ont un effet statistiquement significatif au seuil de signification de 5 % dans tous les modèles examinés : la variable du prix du pétrole, le taux de syndicalisation et la variable de l’emploi temporaireNote12. Les estimations des paramètres pour les première et troisième variables sont assez stables, que l’on se serve des données pondérées ou non pondérées. Pour la variable de syndicalisation, les estimations du paramètre sont notablement plus élevées lorsqu’on utilise les données non pondérées. Néanmoins, tous les modèles donnent à penser que ces trois variables ont eu tendance à réduire les écarts salariaux entre les jeunes hommes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires au cours de la période allant de 1997 à 2012.

    Le tableau 8 montre que les facteurs associés à la diminution de l’avantage salarial lié aux études ne sont pas les mêmes chez les jeunes femmes que chez les jeunes hommes. Pour les deux mesures de la rémunération et pour la plupart des modèles pris en considération, les augmentations de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat, du prix du pétrole et du salaire minimum réel sont corrélées négativement (au seuil de signification de 5 %) aux variations de l’avantage salarial lié aux études (tableau 8)Note13. Contrairement à la situation pour les jeunes hommes, le taux de syndicalisation et la variable d’emploi temporaire n’ont jamais d’effet statistiquement significatif chez les jeunes femmes. Alors que les estimations du paramètre pour le salaire minimum sont plus élevées en valeur absolue dans les régressions non pondérées, c’est l’inverse que l’on observe pour la variable de prix du pétrole.

    En résumé, alors que le boom pétrolier que l’on a connu pendant la plupart des années 2000 a eu tendance à réduire l’avantage salarial lié aux études chez les hommes ainsi que chez les femmes, les autres facteurs déterminants variaient selon le sexe. Ensemble, la variable du prix du pétrole, le taux de syndicalisation et la variable de l’emploi temporaire expliquaient une baisse comprise entre 2,0 et 2,2 points de logarithme de l’avantage salarial lié aux études, c’est-à-dire une réduction de cet avantage allant de 26 % à 29 %, chez les jeunes hommes entre 2000-2002 et 2010-2012 (tableau 9). Les augmentations du prix du pétrole ont été le facteur le plus important, expliquant environ 20 % de cette réductionNote14. Par contre, la hausse de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat, du prix du pétrole et du salaire minimum réel expliquait de 47 % à 94 % de la réduction de l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes femmes. Les fluctuations de l’offre relative de main-d’œuvre avaient généralement un effet dominant, étant à l’origine de 39 % à 45 % de la réduction. Les fluctuations du salaire minimum rendaient compte d’environ le tiers de cette réduction, tandis que la hausse du prix du pétrole expliquait le resteNote15.

    3.2 Différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein

    Alors que les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires qui occupaient un emploi à temps plein ont diminué de 2000-2002 à 2010-2012, les différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein se sont accentuées. L’accroissement se chiffrait à 5,4 points de pourcentage pour les jeunes hommes et à 6,0 points de pourcentage pour les jeunes femmes (tableau 10). Tant pour les hommes que pour les femmes, les résultats de l’équation (2) indiquent que la hausse du taux de chômage chez les hommes de 35 à 54 ans était généralement associée à des différences plus importantes de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Cependant, le taux de chômage chez les hommes de 35 à 54 ans a augmenté de moins de 1 point de pourcentage entre les deux périodes. Par conséquent, les variations de la conjoncture générale du marché du travail n’expliquent qu’une part marginale (pas plus de 7 %) de l’accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les niveaux de scolaritéNote16. La même conclusion qualitative tient lorsque l’examen est limité aux jeunes hommes et aux jeunes femmes qui n’étaient pas étudiants à temps plein (tableau 11).


    Chez les jeunes hommes, aucune autre variable explicative figurant dans les tableaux 10 et 11 n’est, de manière constante, statistiquement significative au seuil de signification de 5 % ou de 10 %. Il n’en est pas ainsi pour les jeunes femmes. Dans tous les modèles examinés et que l’on exclue ou non les étudiants à temps plein, la hausse du salaire minimum réel est corrélée positivement à l’augmentation des différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein des jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat et de celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Les corrélations sont significatives au seuil de signification de 5 % ou de 1 % dans le cas des régressions pondérées et au seuil de 10 % dans le cas des régressions non pondérées. Combinés à ceux présentés au tableau 8, ces résultats laissent entendre que les augmentations du salaire minimum réel ont eu un double effet chez les jeunes femmes ces dernières années : ces augmentations ont eu tendance à réduire les écarts salariaux observés entre les niveaux de scolarité pour les emplois à temps plein tout en accroissant les différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein. La multiplication de l’augmentation de 16 points de logarithme du salaire minimum réel (pondérés par l’emploi) observée entre 2000-2002 et 2010-2012 par les estimations des paramètres présentées au tableau 10 donne à penser que l’augmentation du salaire minimum réel expliquait une part allant du quart au tiers de l’accroissement de 6 points de pourcentage des différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein observées durant cette période.

    Parallèlement au salaire minimum, les fluctuations de la valeur du dollar canadien sur le marché des changes et les variations du taux de syndicalisation (absolues ou relatives) étaient souvent associées aux différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les niveaux de scolarité chez les jeunes femmes. Dans plusieurs modèles, l’appréciation du dollar canadien est corrélée positivement à l’accroissement des différences de taux d’emploi entre les jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat et celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Un tel accroissement pourrait avoir eu lieu si l’augmentation des taux de change (ou les variations des tendances des échanges internationaux corrélées à l’augmentation du taux de change) entraînait des pertes d’emplois dans les industries manufacturières, comme celles des textiles et des vêtements, où les jeunes femmes titulaires d’un diplôme d’études secondaires étaient employées plus fréquemment que celles titulaires d’un baccalauréatNote17,Note18. Comme la valeur moyenne de la variable du taux de change a augmenté de 0,036 de 2000-2002 à 2010-2012, et puisque les estimations des paramètres pour la variable du taux de change sont égales au moins à 1 lorsqu’on utilise les versions pondérées de l’équation (2), les régressions pondérées suggèrent que l’appréciation du dollar canadien pourrait expliquer au moins 60 % (0,036 / 0,060) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbbjxAHX garmWu51MyVXgaruWqVvNCPvMCG4uz3bqefqvATv2CG4uz3bIuV1wy Ubqee0evGueE0jxyaibaieYhf9irVeeu0dXdh9vqqj=hEeeu0xXdbb a9frFj0=OqFfea0dXdd9vqaq=JfrVkFHe9pgea0dXdar=Jb9hs0dXd bPYxe9vr0=vr0=vqpWqaaeaabiGaciaacaqabeaadaabauaaaOqaaG qaaiaa=HcacaWFWaGaa8hlaiaa=bdacaWFZaGaa8Nnaiaa=bcacaWF VaGaa8hiaiaa=bdacaWFSaGaa8hmaiaa=zdacaWFWaGaa8xkaaaa@4229@  de l’accroissement des différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein chez les jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat et chez celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Comme les preuves de l’existence d’une relation entre la variable du taux de change et les taux d’emploi rémunéré à temps plein ne sont pas aussi concluantes quand les étudiants à temps plein sont exclus de l’analyse (voir les deux premières colonnes du tableau 11), ce résultat doit être interprété avec prudence.

    Dans la plupart des modèles, l’accroissement des différences entre les taux de syndicalisation des jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat et celles titulaires d’un diplôme d’études secondaires était associé à la diminution des différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein. Inversement, l’augmentation des taux globaux de syndicalisation a été associée à un accroissement de ces différences. Cependant, leur contribution combinée est limitée. Ensemble, elles expliquent environ le dixième de l’accroissement de 6 points de pourcentage des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein observées entre 2000-2002 et 2010-2012 (tableau 10).

    3.3 Différences entre les gains hebdomadaires moyens non conditionnels

    Puisque les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité ont diminué du début des années 2000 au début des années 2010, tandis que les différences entre les taux d’emploi rémunéré à temps plein se sont accrues, les différences entre les gains hebdomadaires moyens non conditionnels ― qui tiennent compte du non-emploi ― pourraient fort bien n’avoir présenté aucune tendance durant cette période.

    Les graphiques 9 et 10 servent à évaluer cette hypothèseNote19. Parallèlement aux différences de salaire hebdomadaire moyen gagné dans les emplois à temps plein, ces graphiques représentent les différences de salaire hebdomadaire moyen non conditionnel dans les emplois à temps plein et les différences de gains hebdomadaires moyens non conditionnels. Le salaire hebdomadaire moyen non conditionnel dans les emplois à temps plein est défini comme étant le salaire hebdomadaire moyen dans les emplois à temps plein multiplié par le taux d’emploi rémunéré à temps plein. Les gains hebdomadaires moyens non conditionnels sont égaux à une moyenne pondérée du salaire hebdomadaire moyen dans les emplois à temps plein et du salaire hebdomadaire moyen dans les emplois à temps partiel, les poids étant égaux aux taux d’emploi à temps plein et à temps partiel, respectivement. Quand on calcule les gains hebdomadaires moyens non conditionnels, des gains hebdomadaires nuls sont attribués aux personnes qui ne sont pas des travailleurs rémunérés. Alors que le salaire hebdomadaire moyen non conditionnel dans les emplois à temps plein traduit les variations des écarts salariaux entre les niveaux de scolarité, ainsi que les variations des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein, les gains hebdomadaires moyens non conditionnels reflètent, en plus, les variations correspondantes de l’emploi à temps partiel, ainsi que les variations du non-emploi.

    Graphique 9 Différences de salaire hebdomadaire moyen non conditionnel entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe masculin âgés de 20 à 34 ans, 1997 à 2012

    Description du graphique 9

    Graphique 10 Différences de salaire hebdomadaire non conditionnel moyen entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires de sexe féminin âgées de 20 à 34 ans , 1997 à 2012

    Description du graphique 10

    Graphique 11 Différences de rémunération annuelle moyenne entre les titulaires d'un baccalauréat et les titulaires d'un diplôme d'études secondaires âgés de 20 à 34 ans, selon le sexe, 1997 à 2010

    Description du graphique 11

    Les résultats confirment les hypothèses susmentionnées. Alors que les écarts salariaux entre niveaux de scolarité dans les emplois à temps plein suivaient une tendance à la baisse de 2002 à 2010, ni le salaire hebdomadaire moyen non conditionnel dans les emplois à temps plein ni les gains hebdomadaires moyens non conditionnels ne présentaient une tendance à la baisse durant cette période (graphiques 9 et 10). Le graphique 11 indique que les différences de rémunération annuelle moyenne ― telles que mesurées d’après l’Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR) ― ne présentaient pas non plus de tendance à la baisse durant cette périodeNote20. Ensemble, ces résultats impliquent que les analyses des écarts salariaux entre niveaux de scolarité fondées uniquement sur la rémunération annuelle ne permettraient pas de déceler les deux variations qui se compensent l’une l’autre décrites dans la présente étude, à savoir une diminution des écarts salariaux dans les emplois à temps plein et un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein.

    4 Conclusion

    De 1980 à 2000, les écarts salariaux entre les titulaires d’un baccalauréat et les titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupant un emploi à temps plein se sont accentués au Canada (Boudarbat et coll., 2010). Ces écarts ont diminué par la suite, au cours des années 2000 chez les jeunes travailleurs (Morissette et coll., 2013). À mesure que les écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires se sont amenuisés, les différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre les deux groupes ont augmenté. Fondée sur des données cohérentes sur l’emploi, la rémunération et le niveau de scolarité provenant de l’EPA, la présente étude vise à déterminer quels facteurs sont à l’origine de la diminution des écarts salariaux observée récemment et de l’accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein.

    Pour ce faire, l’étude tire parti du fait que les écarts salariaux entre les niveaux de scolarité et plusieurs variables explicatives clés ont évolué différemment selon la région de 1997 à 2012. Ainsi, chez les jeunes hommes, l’avantage salarial lié aux études a diminué davantage en Alberta et en Saskatchewan que dans les autres provinces. Le salaire minimum réel a augmenté considérablement dans les provinces atlantiques, mais a baissé en Colombie-Britannique. En s’appuyant sur cette variation interrégionale de l’évolution des résultats observés chez les jeunes ainsi que des variables explicatives clés, l’étude vise, entre autres, à répondre à la question suivante : les provinces où la croissance des facteurs réduisant l’avantage salarial a été la plus importante ont-elles connu la diminution la plus prononcée des écarts salariaux entre les niveaux de scolarité?

    Trois grandes constatations se dégagent de l’étude. Premièrement, alors que la hausse des prix mondiaux du pétrole qui a eu lieu pendant la plupart des années 2000 a eu tendance à réduire l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes ainsi que chez les jeunes femmes, l’effet des autres facteurs déterminants variait selon le sexe. Les augmentations du salaire minimum réel et de l’offre relative de titulaires d’un baccalauréat ont joué un rôle important pour les jeunes femmes, mais pas pour leurs homologues masculins. Les variations du taux de syndicalisation et de l’importance relative de l’emploi temporaire ont eu une incidence sur l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes, mais non chez les jeunes femmes.

    Deuxièmement, les variations du salaire minimum réel semblent avoir eu un effet double chez les jeunes femmes. Alors que la hausse du salaire minimum réel était associée à une diminution des écarts salariaux entre les niveaux de scolarité, elle était également associée à un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein. Ce résultat met en relief le fait que les changements institutionnels pourraient avoir un effet différentiel sur les résultats des travailleurs, c’est-à-dire qu’ils pourraient modifier la structure de la rémunération et de l’emploi de façons différentes.

    Troisièmement, la diminution des écarts salariaux entre les jeunes titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires occupant un emploi à temps plein a été compensée par un accroissement des différences de taux d’emploi rémunéré à temps plein entre ces deux groupes. Par conséquent, les différences entre les gains hebdomadaires moyens non conditionnels ou la rémunération annuelle moyenne des jeunes titulaires d’un baccalauréat et de ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires ne présentaient aucune tendance durant la période de référence de l’étude. Cette constatation est importante, car elle enrichit le débat sur l’inégalité des gains entre les titulaires d’un baccalauréat et ceux titulaires d’un diplôme d’études secondaires. Elle montre que, même si l’inégalité de la rémunération annuelle entre les deux groupes ne présentait aucune tendance durant les années 2000, l’inégalité des salaires horaires (ou des salaires hebdomadaires) entre les deux groupes s’est amenuisée en raison de plusieurs facteurs, dont les fluctuations du prix du pétrole, la hausse du salaire minimum réel et les effets de l’offre relative de main-d’œuvre. En résumé, après s’être accentuées de 1980 à 2000, les différences de prix de la main-d’œuvre selon le niveau de scolarité ont effectivement diminué chez les jeunes travailleurs au cours des années 2000.

    5 Annexe

    La présente annexe décrit comment les variables de la demande de main-d’œuvre utilisées dans la présente étude sont construites.

    Variable du prix du pétrole durant l’année t : cette variable est égale à la valeur de l’indice des prix des produits industriels pour les produits du pétrole et du charbon durant l’année t-1 multipliée par le pourcentage de travailleurs masculins (féminins) à temps plein âgés de 20 à 34 ans qui étaient occupés dans l’industrie du pétrole dans une région donnée au cours de la période de 1997 à 1999Note21.

    Variable des mises en chantier durant l’année t : cette variable décrit le nombre de mises en chantier dans une région donnée durant l’année t-1 (par rapport à leur moyenne en 2002) multiplié par la proportion de travailleurs masculins (féminins) à temps plein âgés de 20 à 34 ans qui étaient occupés dans l’industrie de la construction dans une région donnée durant la période de 1997 à 1999Note22.

    Variable du taux de change durant l’année t  : cette variable est égale au nombre de dollars US pour un dollar canadien durant l’année t-1 multiplié par la proportion de travailleurs masculins (féminins) à temps plein âgés de 20 à 34 ans qui étaient occupés dans le secteur de la fabrication dans une région donnée durant la période de 1997 à 1999. Les valeurs du taux de change sont les moyennes annuelles des cours du comptant à midi; elles sont tirées du tableau CANSIM 176-0064.

    Variable de l’informatique et des télécommunications (IT) durant l’année t Note23 : cette variable est égale au nombre de travailleurs masculins (féminins) à temps plein âgés de 20 à 34 ans occupés dans le secteur de l’IT durant l’année t-1 multiplié par le pourcentage de travailleurs masculins (féminins) de 20 à 34 ans qui étaient occupés dans le secteur de l’IT dans une région donnée r durant la période de 1997 à 1999.


    Notes

    1. Durant la période de 2000 à 2002, le taux d’emploi rémunéré à temps plein des jeunes hommes titulaires d’un diplôme d’études secondaires était de 68,0 % et celui des jeunes hommes titulaires d’un baccalauréat, de 72,3 %. Les pourcentages correspondants pour la période de 2010 à 2012 étaient de 60,8 % et 68,2 %, respectivement. Le taux d’emploi rémunéré à temps plein des jeunes femmes diplômées du secondaire était de 49,1 % et celui des jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat, de 62,9 % durant la première période, comparativement à 44,2 % et 62,8 %, respectivement, durant la deuxième période.
    2. Les données annuelles sont créées en sélectionnant des individus provenant de tous les mois de chaque année. Le fait que les individus figurent plus d’une fois dans l’échantillon ne pose pas de problème de mise en grappes pour le calcul des erreurs-types, car les variables de résultat sont définies au niveau régional par année.
    3. Le seuil de 75 $ est utilisé pour rendre l’échantillon sélectionné comparable à celui utilisé dans Boudarbat et coll. (2010).
    4. De 2000 à 2008, l’Île-du-Prince-Édouard, la Nouvelle-Écosse et le Nouveau-Brunswick ont vu leur part du produit intérieur brut (PIB) augmenter à des taux fort semblables : 17,8 %, 18,1 % et 18,7 %, respectivement (CANSIM tableau 379-0025). Par contre, Terre-Neuve-et-Labrador a affiché une hausse de 40,4 % de son PIB au cours de cette période. Par conséquent, l’Île-du-Prince-Édouard, la Nouvelle-Écosse et le Nouveau-Brunswick sont regroupés dans l’analyse. Cela donne 8 régions suivies sur 16 années, ce qui produit un total de 128 cellules.
    5. En s’inspirant de Solon et coll. (2013), l’équation (2) est estimée par la méthode des moindres carrés ordinaires (non pondérés) ainsi que par celle des moindres carrés pondérés, où les estimations (selon le sexe) de la population de travailleurs rémunérés à temps plein âgés de 20 à 34 ans dans la région r durant l’année t sont utilisées comme poids. Les poids de sondage de l’EPA sont utilisés pour estimer l’équation (1).
    6. Cette approche est semblable à une décomposition classique de Oaxaca (Oaxaca, 1973), excepté que les coefficients utilisés sont calculés à partir d’un modèle groupé (Oaxaca et Ransom, 1994).
    7. Un choc économique positif peut aussi accroître le pouvoir de négociation des travailleurs sur les marchés du travail locaux, ce qui peut modifier l’avantage salarial lié aux études par des effets d’entraînement. Pour cette raison, un boom pétrolier peut aussi modifier l’avantage salarial lié aux études chez des groupes de travailleurs (comme les jeunes femmes) peu présents dans le secteur pétrolier.
    8. Comme le montre l’annexe 1, l’effet de la hausse du taux de change est reflété par une variable qui est égale à la valeur du dollar canadien à l’année t-1 multipliée par le pourcentage de jeunes hommes (femmes) travaillant dans le secteur de la fabrication dans une région donnée au cours de la période de 1997 à 1999. L’effet du choc pétrolier est reflété par une variable qui est égale au prix du pétrole à l’année t-1 multiplié par le pourcentage de jeunes hommes (femmes) qui travaillaient dans le secteur du pétrole dans une région donnée au cours de la période de 1997 à 1999. Donc, les différences interrégionales de l’importance relative des secteurs de la fabrication et du pétrole à la fin des années 1990 (p. ex. parts de l’emploi relativement élevées dans le secteur de la fabrication au Québec et en Ontario, et dans le secteur du pétrole en Alberta, en Saskatchewan et à Terre-Neuve-et-Labrador; voir le tableau 4) aident à isoler l’effet de la hausse du taux de change de l’effet de la hausse des prix du pétrole. La comparaison des tableaux 4 et 12 (présentée en annexe) indique, comme prévu, que le pourcentage de jeunes hommes travaillant dans le secteur de la construction et dans celui du pétrole a augmenté de 1997-1999 à 2010-2012. En revanche, le pourcentage de jeunes hommes et de jeunes femmes travaillant dans le secteur de la fabrication et le pourcentage de jeunes femmes travaillant dans le secteur de l’informatique et des télécommunications ont diminué.
    9. Pour la région qui englobe l’Île-du-Prince-Édouard, la Nouvelle-Écosse et le Nouveau-Brunswick, le salaire minimum est égal à la moyenne pondérée par l’emploi du salaire minimum propre à la province. La valeur propre à la province de l’Indice des prix à la consommation (indice d’ensemble) est utilisée comme déflateur.
    10. Les variations de l’avantage salarial lié aux études sont obtenues au moyen de l’équation (1) en prenant la moyenne des valeurs estimées de  α 4 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiFu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaGaeqySde2aaS baaSqaaiaaisdaaeqaaaaa@3870@  sur les diverses années d’une période donnée (2000 à 2002 ou 2010 à 2012).
    11. Étant donné que la variable du prix du pétrole est égale au prix du pétrole multiplié par la part de l’emploi des jeunes dans le secteur pétrolier en 1997-1999 (annexe 1), cette tendance est attendue : à la fin des années 1990, les jeunes hommes de ces provinces étaient employés plus fréquemment dans le secteur pétrolier que leurs homologues des autres provinces (tableau 4).
    12. La variable des mises en chantier a un effet statistiquement significatif au seuil de signification de 5 % lorsque les résultats sont fondés sur le logarithme du salaire hebdomadaire, mais non lorsqu’ils sont fondés sur le logarithme du salaire horaire.
    13. Lorsque les résultats sont fondés sur le logarithme du salaire horaire, la variable des mises en chantier a un effet statistiquement significatif au seuil de signification de 5 % dans les régressions pondérées, mais non dans les régressions non pondérées. Pour la variable de l’informatique et des télécommunications, c’est l’inverse que l’on observe.
    14. Le tableau 9 est fondé sur les régressions pondérées. Dans les régressions non pondérées, la variable du prix du pétrole, le taux de syndicalisation et la variable de l’emploi temporaire expliquaient de 24 % à 29 % de la réduction de l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes hommes entre 2000-2002 et 2010-2012. La variable du prix du pétrole représentait de 15 % à 20 % de cette réduction.
    15. Dans les régressions non pondérées, les fluctuations de l’offre relative de main-d’œuvre et du salaire minimum expliquaient presque entièrement la diminution de l’avantage salarial lié aux études chez les jeunes femmes.
    16. Cela peut se constater en multipliant les estimations des paramètres présentées au tableau 10 pour le taux de chômage des hommes de 35 à 54 ans par la variation de la valeur moyenne de cette variable de 2000-2002 à 2010-2012.
    17. Baggs et coll. (2009) montrent que la survie de l’entreprise et les ventes sont associées négativement aux appréciations du dollar canadien.
    18. De 2010 à 2012, 0,2 % de jeunes femmes titulaires d’un diplôme d’études secondaires travaillaient dans les industries des produits textiles, de l’habillement, du cuir et des produits connexes, comparativement à 1,5 % de 2000 à 2002. Les pourcentages correspondants pour les jeunes femmes titulaires d’un baccalauréat étaient de 0,1 % et 0,6 %, respectivement.    
    19. Pour simplifier, les écarts salariaux dans les emplois à temps plein ne sont pas corrigés pour tenir compte de l’expérience potentielle des travailleurs sur le marché du travail. Par conséquent, les graphiques 9 et 10 ne sont pas comparables aux graphiques 1 et 2.
    20. L’échantillon de l’EDTR comprend les personnes de 20 à 34 ans qui : a) sont titulaires d’un diplôme d’études secondaires ou d’un baccalauréat; b) n’ont pas fréquenté une école, un collège, un cégep ou une université durant l’année de référence; c) avaient une rémunération positive durant l’année de référence; et d) n’ont pas gagné plus de 250 000 $ (en dollars de 2012).
    21. Les prix du pétrole sont tirés du tableau CANSIM 329-0065 et sont indexés en prenant pour base 2002 = 100. Le pétrole représente environ 95 % des produits du pétrole et du charbon. Nous calculons la fraction de jeunes travailleurs ayant un emploi dans l’une des industries du niveau à quatre chiffres du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN) de 2007 : extraction de pétrole et de gaz (2111), extraction de charbon (2121), activités de soutien à l’extraction minière, pétrolière et gazière (2131) et construction d’installations de services publics (2371).
    22. Les données sur les mises en chantier sont tirées du tableau CANSIM 027-0029 et comprennent toutes les unités de logement. Cette variable varie également par région.
    23. Comme dans Bowlby et Langlois (2002), les industries de l’informatique et des télécommunications (IT) comprennent les industries du niveau à quatre chiffres du SCIAN de 2007 suivantes : fabrication de machines pour le commerce et les industries de services (3333), fabrication de matériel informatique et périphérique (3341), fabrication de matériel de communication (3342), fabrication de matériel audio et vidéo (3343), fabrication de semi-conducteurs et d’autres composants électroniques (3344), fabrication d’instruments de navigation, de mesure et de commande, et d’instruments médicaux (3345), grossistes-marchands d’ordinateurs et de matériel de communication (4173), éditeurs de logiciels (5112), télécommunications (5171 à 5179), traitement de données, hébergement de données et services connexes (5182), conception de systèmes informatiques et services connexes (5415), et réparation et entretien de matériel électronique et de matériel de précision (8112).
    Date de modification :