Direction des études analytiques : documents de recherche
Les perspectives de carrière des diplômés de l’enseignement postsecondaire s’améliorent-elles?

par Marc Frenette
11F0019M no 415
Date de diffusion : le 23 janvier 2019

Résumé

Compte tenu du temps et de l’argent investis dans les études supérieures par les étudiants, les parents et les gouvernements, les résultats économiques des diplômés de l’enseignement postsecondaire suscitent un grand intérêt. La majorité des évaluations des diplômés récents ont porté essentiellement sur les résultats préliminaires à court terme obtenus sur le marché du travail. En tant que nouveaux venus dans la population active, les diplômés de l’enseignement postsecondaire récents pourraient être particulièrement vulnérables au cycle économique. Par conséquent, il se pourrait que les comparaisons des résultats à court terme entre les cohortes de diplômés dépendent grandement de la conjoncture économique qui prévaut et qu’elles ne reflètent pas le rendement des investissements à plus long terme. La présente étude est la première à comparer les résultats à long terme sur le marché du travail de deux cohortes de jeunes diplômés de l’enseignement postsecondaire à l’aide de données du recensement et de données fiscales couplées. Plus précisément, les diplômés qui avaient entre 26 et 35 ans en 1991 ont été suivis de 1991 à 2005 (lorsqu’ils avaient entre 40 et 49 ans) et comparés à une cohorte de personnes d’âge similaire, qui a été suivie de 2001 à 2015.

Les résultats donnent à penser que les revenus d’emploi cumulatifs médians étaient plus élevés parmi les membres de la plus récente cohorte d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. Des hausses ont été observées à tous les niveaux d’études postsecondaires et dans la plupart des grandes disciplines, où les tailles des échantillons étaient assez grandes pour permettre une analyse. De plus, aucune discipline n’a enregistré de baisse des revenus d’emploi cumulatifs. Bien que la conjoncture économique dans laquelle se trouvait la cohorte de 2001 au cours de la période de suivi de 15 ans étaient généralement favorables, cette cohorte a également enregistré des hausses plus élevées que la cohorte de 1991 au cours de la dernière portion de la période (c.-à-d. lorsque la cohorte de 2001 traversait une récession économique). Qui plus est, les conditions initiales du marché après l’obtention du diplôme (un déterminant important des revenus d’emploi en carrière) étaient similaires pour les deux cohortes. Les améliorations des revenus d’emploi à long terme pour les diplômés de l’enseignement postsecondaire sont importantes compte tenu de la hausse marquée du nombre de diplômés au cours de la période. Cependant, les résultats indiquent aussi que le nombre d’années d’affiliation syndicale a baissé ou est resté stable au sein des cohortes d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. En outre, tandis que les femmes ayant un diplôme d’études postsecondaires ont affiché des augmentations du nombre d’années de protection par un régime de retraite d’employeur, leurs homologues masculins ont affiché des résultats mitigés selon leur niveau d’études postsecondaires.

Sommaire

Bien que la plupart des études indiquent que les études postsecondaires procurent de grands avantages économiques et non pécuniaires à leurs participants, il se pourrait que plusieurs changements survenus au cours des dernières années aient eu des répercussions sur les conditions de l’offre et de la demande sur le marché pour les diplômés de l’enseignement postsecondaire. Sur le plan de l’offre, les taux d’inscriptions et les taux d’obtention d’un diplôme  ont augmenté graduellement au cours des trois dernières décennies. Les changements technologiques et la mondialisation ont été mentionnés comme deux facteurs qui pourraient avoir fait augmenter la demande relative de diplômés de l’enseignement postsecondaire. Cependant, les facteurs sur le plan de la demande ne sont pas tous susceptibles d’avoir été avantageux pour les titulaires de diplômes d’études supérieures. Par exemple, il se pourrait que l’essor des secteurs de la construction et des ressources pétrolières qui a eu lieu pendant la majorité du siècle actuel ait profité aux travailleurs sans grade universitaire. La récession de 2008-2009 pourrait également avoir exercé une pression à la baisse sur les salaires de tous les travailleurs. Par conséquent, on ne sait pas exactement de quelle manière les résultats sur le marché du travail des diplômés de l’enseignement postsecondaire devraient avoir évolué au cours des dernières années.

Lorsque l’on compare les résultats des diplômés au fil du temps, l’accent est mis, dans la plupart des études, sur les résultats des diplômés récents à court terme. Bien qu’elle soit importante, il se pourrait que cette approche passe à côté des perspectives à long terme, qui constituent assurément un point important à considérer lorsque vient le temps de décider de poursuivre des études plus poussées. Les étudiants de l’enseignement postsecondaire investissent beaucoup dans leur éducation (en payant des frais de scolarité et en assumant d’autres dépenses ainsi qu’en réduisant leurs revenus pendant leurs études), et il est peu probable que de tels coûts puissent être recouvrés grâce à des revenus supplémentaires peu après l’obtention du diplôme. Les étudiants seront mieux outillés pour prendre des décisions éclairées en fonction de leurs perspectives à long terme sur le marché du travail.

La présente étude est la première à comparer les résultats à long terme sur le marché du travail de deux cohortes de jeunes diplômés de l’enseignement postsecondaire à l’aide de données du recensement et de données fiscales couplées. Plus précisément, les diplômés qui avaient entre 26 et 35 ans en 1991 ont été suivis de 1991 à 2005 (lorsqu’ils avaient entre 40 et 49 ans) et comparés à une cohorte de personnes d’âge similaire, qui a été suivie de 2001 à 2015. Ainsi, l’étude permet d’examiner les résultats sur le marché du travail des diplômés de l’enseignement postsecondaire au cours de la portion de leur vie professionnelle allant du début au milieu de leur carrière.

Les résultats donnent à penser que les revenus d’emploi cumulatifs médians étaient plus élevés parmi les membres de la plus récente cohorte d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. Des hausses ont été observées à tous les niveaux d’études postsecondaires et dans la plupart des grandes disciplines, où les tailles des échantillons étaient assez grandes pour permettre une analyse. De plus, aucune discipline n’a enregistré de baisse des revenus d’emploi cumulatifs. Bien que la conjoncture économique dans laquelle se trouvait la cohorte de 2001 au cours de la période de suivi de 15 ans était généralement favorable, cette cohorte a également enregistré des revenus d’emploi plus élevés que la cohorte de 1991 au cours de la dernière portion de la période (c.-à-d. lorsque la cohorte de 2001 traversait une récession économique). Qui plus est, les conditions initiales du marché après l’obtention du diplôme (un déterminant important des revenus d’emploi en carrière) étaient similaires pour les deux cohortes.

Les améliorations des revenus d’emploi à long terme pour les diplômés de l’enseignement postsecondaire sont importantes compte tenu de la hausse marquée du nombre de diplômés au cours de la période. Cependant, les résultats indiquent aussi que le nombre d’années d’affiliation syndicale a baissé ou est resté stable au sein des cohortes d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. En outre, tandis que les femmes ayant un diplôme d’études postsecondaires ont affiché des augmentations du nombre d’années de protection par un régime de retraite d’employeur, leurs homologues masculins ont connu des résultats mitigés selon leur niveau d’études postsecondaires.

1 Introduction

Les études postsecondaires exigent des investissements considérables de la part des étudiants, des parents et des gouvernements, tant en argent qu’en temps. Par conséquent, il y a un vif intérêt de toutes les parties prenantes de comprendre les avantages de fréquenter un établissement d’enseignement postsecondaire. Les travaux de recherche dans ce domaine indiquent généralement que les revenus annuels augmentent de 7 % à 15 % pour les étudiants qui terminent une année supplémentaire d’études postsecondaires, y compris ceux qui remplissent tout juste les conditions du programme. Les avantages non pécuniaires sont aussi prévalents, notamment de meilleurs résultats en matière de santé, un mariage avec une personne plus scolarisée et de plus faibles taux de divorceNote .

Toutefois, le monde évolue rapidement et divers facteurs ont des répercussions tant sur l’offre que sur la demande de diplômés de l’enseignement postsecondaire. Sur le plan de l’offre, la déréglementation graduelle des frais de scolarité a coïncidé avec une augmentation du nombre de jeunes diplômés de l’enseignement postsecondaire nouvellement arrivés sur le marché du travail au cours du dernier quart de siècle. En 1990, 41,0 % des hommes âgés de 25 ans et 46,1 % des femmes âgées de 25 ans possédaient un titre d’études postsecondaires; en 2016, il en était ainsi pour 60,1 % des hommes âgés de 25 ans et 73,7 % des femmes âgées de 25 ans.Note Une offre accrue de jeunes travailleurs bien instruits entraînera une pression à la baisse sur les salaires, à moins qu’elle soit accompagnée d’une augmentation de la demande. Sur ce plan, le changement technologique a souvent été mentionné comme un facteur qui favorise les travailleurs qui ont des compétences complémentaires à la nouvelle technologie. La mondialisation pourrait aussi favoriser de manière disproportionnée les travailleurs hautement qualifiés, tandis que des emplois moins spécialisés risquent davantage d’être offerts à l’étranger. Situation se rapportant plus particulièrement au Canada, il se pourrait que l’essor des secteurs de la construction et des ressources pétrolières pendant la majorité du siècle actuel ait profité aux travailleurs ayant seulement un diplôme d’études secondaires par rapport aux travailleurs diplômés de l’enseignement universitaire (Frenette et Morissette, 2014).

En raison de tous ces changements, il est impossible de déterminer à priori dans quelle direction les résultats sur le marché du travail des diplômés de l’enseignement postsecondaire se dirigent. Les études canadiennes sur le sujet ont généralement porté sur les résultats des diplômés de l’enseignement postsecondaire récents (p. ex. Finnie et Frenette, 2003; Walters, 2004; Frank, Frenette et Morissette, 2015). Ces études ont généralement indiqué que les salaires des diplômés récents avaient tendance à demeurer relativement stables au cours du cycle économique. Cependant, le fait d’obtenir un diplôme pendant une récession économique semble être associé à de plus faibles salaires de départ chez les diplômés universitaires des provinces maritimes (Galarneau, Hinchley et Ntwari, 2017).Note

Même si cela s’avère important, mettre l’accent sur les résultats à court terme fournit peu d’éclaircissement sur les résultats des diplômés au cours de l’ensemble de leur carrière, ce qui constitue manifestement un point important à prendre en compte lorsque vient le temps de décider de poursuivre des études supérieures. Les étudiants de l’enseignement postsecondaire investissent beaucoup dans leur éducation (en payant des frais de scolarité et en assumant d’autres dépenses ainsi qu’en réduisant leurs revenus pendant leurs études), et il est peu probable que de tels coûts puissent être recouvrés grâce à des revenus supplémentaires peu après l’obtention du diplôme. Les étudiants seront mieux outillés pour prendre des décisions éclairées en fonction de leurs perspectives à long terme sur le marché du travail.

Deux études récentes ont porté sur les revenus d’emploi cumulatifs des personnes sur une période de 20 ans selon les niveaux de scolarité atteints et les principaux domaines d’études. Frenette (2014) a utilisé des données du recensement et des données fiscales couplées et découvert que les revenus d’emploi cumulatifs variaient considérablement selon le niveau de scolarité et que l’écart des salaires annuels entre les niveaux variait aussi tout au long des carrières des travailleurs. Au moyen d’une approche similaire, Ostrovsky et Frenette (2014) ont fait ressortir la grande variation des revenus d’emploi cumulatifs selon le domaine d’études et à l’intérieur des domaines d’études.

La présente étude constitue une suite logique des études menées par Frenette (2014) et Ostrovsky et Frenette (2014). Elle est la première au pays à comparer les résultats à long terme sur le marché du travail de deux cohortes de jeunes diplômés de l’enseignement postsecondaire à l’aide de deux fichiers de données du recensement et de données fiscales couplées. Plus précisément, les diplômés qui avaient entre 26 et 35 ans en 1991 ont été suivis de 1991 à 2005 (lorsqu’ils avaient entre 40 et 49 ans) et comparés à une cohorte de personnes d’âge similaire, qui a été suivie de 2001 à 2015. Les résultats ont été produits selon le sexe, le niveau de scolarité atteint et (lorsque les échantillons le permettaient) le principal domaine d’études. Outre les salaires, les données fiscales comportaient également deux autres résultats importants sur le marché du travail : la participation à un régime de retraite d’employeur (par le champ du facteur d’équivalence figurant dans les données fiscales, qui comprend les régimes de pension agréés et les régimes de participation différée aux bénéfices) et l’affiliation syndicale. Ces deux résultats ont également été examinés dans l’étude.

L’étude est organisée en quatre sections. Les données et les méthodes utilisées sont décrites à la section 2, les résultats sont présentés à la section 3 et l’étude se conclut à la section 4.

2 Données et méthodes

La présente étude est fondée sur des données du Recensement de la population couplées au fichier maître sur les particuliers T1 (FMPT1). Les fichiers du Recensement de 1991 et du Recensement de 2001 ont tous deux été couplés au FMPT1 de 1983 à 2015 en utilisant l’information qui peut être obtenue à partir des données du recensement et des données fiscales, comme la date de naissance, le sexe, le code postal et l’état matrimonial.Note Les groupes cibles aux fins des couplages étaient les personnes âgées de 25 ans et plus du Recensement de 1991 et les personnes âgées de 19 ans et plus du Recensement de 2001. Dans l’ensemble, 97,0 % des données relatives aux personnes du groupe cible de 1991 ont été couplées aux données fiscales de 1991 et 97,5 % des données relatives aux personnes du groupe cible de 2001 ont été couplées aux données fiscales de 2001. Vous trouverez plus de renseignements sur les processus de couplage dans les travaux de Wilkins et coll. (2008) et Pinault et coll. (2016).

La présente étude a pour but de comparer les résultats à long terme sur le marché du travail de cohortes successives de diplômés de l’enseignement postsecondaire canadiens. Bien que les données du recensement n’indiquent pas quand une personne a obtenu son diplôme, il est tout de même possible de sélectionner et de comparer des diplômés de même âge parmi les cohortes du recensement. Pour ce faire, l’échantillon utilisé pour l’analyse comprend toutes les personnes qui étaient âgées de 26 à 35 ans le 31 décembre 1991 (c.-à-d. les personnes qui sont nées entre 1956 et 1965) ou d’âge similaire le 31 décembre 2001 (c.-à-d. qui sont nées entre 1966 et 1975). Ces personnes ont fait l’objet d’un suivi à l’aide des données fiscales pendant 15 ans (de 1991 à 2005 pour la cohorte du Recensement de 1991, et de 2001 à 2015 pour la cohorte du Recensement de 2001). Autrement dit, elles ont été suivies à partir du moment où elles étaient âgées de 26 à 35 ans jusqu’au moment où elles étaient âgées de 40 à 49 ans. Cette période correspond à peu près à celle allant du début jusqu’au milieu de la carrière pour la plupart des travailleurs.

Seules les personnes qui apparaissaient dans les données fiscales pour l’ensemble des 15 années ont été incluses dans l’échantillon de l’analyse, qu’elles aient travaillé ou pas. L’inclusion des non-travailleurs dans l’échantillon était importante au cas où les conditions d’emploi auraient changé, même si ce n’est peut-être pas le cas pour les travailleurs recevant un salaire horaire. En d’autres mots, tous les effets sur l’emploi seront pris en compte dans la mesure des revenus, selon cette approche. Les trois raisons principales pour lesquelles les personnes avaient cessé d’apparaître dans les fichiers de données fiscales étaient le décès, un départ du pays ou l’absence de production de déclaration. Cependant, il pourrait arriver que quelqu’un déclare des impôts pour une personne décédée récemment afin de demander un revenu ou des prestations, et les récents émigrants pourraient aussi produire des déclarations de revenus canadiennes pour la même raison. Le FMPT1 comporte des indicateurs pour les personnes décédées et les émigrants. La présente étude a utilisé les indicateurs pour retirer ces personnes de l’échantillon. Plus précisément, si une personne a été inscrite comme décédée ou émigrante à tout moment de la période de l’étude, elle a été entièrement retirée de l’échantillon.

Des critères de sélection supplémentaires de l’échantillon ont aussi été imposés, y compris le fait de limiter l’échantillon aux personnes nées au Canada (pour se concentrer sur les personnes qui ont probablement été scolarisées au Canada), aux personnes qui ne fréquentaient pas l’école au cours des neuf mois précédant le recensement (mené au printemps), et aux personnes qui n’ont pas fréquenté un établissement d’enseignement postsecondaire à n’importe quel moment au cours des 15 années suivantesNote .

Mis ensemble, ces critères d’échantillon ont donné lieu à un échantillon d’analyse composé de 133 393 hommes et 139 317 femmes dans la cohorte du Recensement de 1991, et de 97 806 hommes et 104 330 femmes dans la cohorte du Recensement de 2001Note .

Trois résultats sur le marché du travail, tous tirés des données fiscales, ont été examinés dans l’étude. Le principal résultat d’intérêt a été celui des revenus d’emploi médians (la somme des salaires et traitements affichée dans l’État de la rémunération payée T4; le revenu net provenant d’un travail autonome d’une entreprise, de commissions, de l’agriculture, de la pêche ou de sources professionnelles; et tout autre revenu d’emploi). Tous les montants ont été exprimés en dollars constants de 2015. L’accent a été mis sur la somme cumulative médiane des revenus d’emploi au cours de la période de 15 ans, bien que certains résultats affichent des revenus d’emploi médians annuels au cours de la période.Note Deux résultats supplémentaires ont été examinés. Le premier était le nombre moyen d’années de participation à un régime de retraite d’employeur, lequel était déterminé par le champ du facteur d’équivalence figurant à la ligne 206 des données fiscales, qui comprend les régimes de pension agréés et les régimes de participation différée aux bénéfices et est utilisé pour déterminer les cotisations restantes au Régime enregistré d’épargne-retraite (REER). Le second était le nombre moyen d’années d’affiliation syndicale, lequel était déterminé par le paiement de cotisations syndicales, professionnelles ou autres semblables à la ligne 212 des données fiscales, qui sont utilisées comme retenuesNote .

Ces résultats ont été répartis selon le sexe, le plus haut niveau de scolarité atteint (aucun domaine d’études, diplôme d’études secondaires, certificat d’une école de métiers, certificat d’un collège, baccalauréat, maîtrise et doctorat) et le domaine d’études (diplômés de l’enseignement postsecondaire seulement). Ces variables pouvaient toutes être obtenues à partir des fichiers du recensement. Seules les cellules comportant un minimum de 200 observations ont été incluses dans l’analyse. Les diplômés de programmes professionnels (diplôme en médecine, en art dentaire, en médecine vétérinaire ou en optométrie) ont été exclus de l’analyse, car bon nombre d’entre eux ont choisi de s’incorporer, ce qui exige de produire une déclaration de revenus des sociétés T2.

Neuf groupes de principaux domaines d’études ont été utilisés dans cette étude. Ils sont énumérés ci-dessous, de même que les codes de principaux domaines d’études :

Les résultats sont affichés selon le domaine d’études seulement pour l’enseignement collégial et universitaire. Bien que l’on demande aux personnes ayant obtenu un certificat d’une école de métiers de décrire aussi leur principal domaine d’études dans le recensement, cette classification se prête davantage à l’analyse des étudiants des collèges et des universités. Pour les étudiants des écoles de métiers et les apprentis inscrits, les choix de programme sont plus concentrés et sont mieux décrits en utilisant une classification des professions, approche qui est adoptée dans l’Enquête nationale sur l’apprentissage et le Système d’information sur les apprentis inscrits.

Les comparaisons des résultats pour chacune des cellules décrites ci-dessus ont été effectuées entre les deux cohortes du recensement dans un cadre de régression de quantile simple (médian) pour les revenus cumulatifs, et dans un modèle de régression de Poisson pour le nombre d’années de participation à un régime de retraite d’employeur et pour le nombre d’années d’affiliation syndicale. Pour tout groupe donné (p. ex. les femmes titulaires d’un baccalauréat en sciences sociales), une régression groupée comportant des personnes des deux cohortes a été estimée, avec une variable fictive indiquant la cohorte, et des covariables comme l’âge et l’âge au carré (à partir des données fiscales), et la province ou le territoire de naissance (à partir des données du recensement).

Dans tous les cas, l’analyse a été pondérée afin de tenir compte de la probabilité de sélection initiale (à partir des poids du recensement) et de la probabilité de couplage réussi aux données fiscales (à partir d’un ajustement des poids du recensement créé dans le cadre du projet de couplage des fichiers). De plus, les 100 premiers poids bootstrap dans les fichiers ont été utilisés pour calculer les erreurs-types. Cela a été nécessaire pour tenir compte du fait que le fichier couplé final n’était pas un échantillonnage aléatoire simple de la population d’intérêt sous-jacente (c.-à-d. la population du Recensement de 1991 ou de 2001 correspondant aux critères de l’échantillon soulignés ci-dessus).

3 Résultats

Le tableau 1 décrit les caractéristiques de l’échantillon. Rappelons que les cohortes sont formées d’hommes et de femmes âgés de 26 à 35 ans en 1991 ou 2001, qui sont nés au Canada, n’ont pas fréquenté l’école au cours des neuf mois précédant le recensement, et qui apparaissaient dans les données fiscales et n’avaient pas suivi d’études postsecondaires au cours de la période de suivi de 15 ans. Les principales différences entre les cohortes se situent sur le plan du niveau de scolarité le plus élevé atteint. Les hommes comme les femmes de la cohorte de 2001 étaient plus scolarisés que leurs homologues de la cohorte de 1991. Plus précisément, les proportions de personnes qui possédaient un certificat d’études collégiales, un baccalauréat, une maîtrise ou un doctorat ont toutes augmenté d’une cohorte à l’autre. C’était particulièrement le cas pour les femmes. Par exemple, 17,4 % des membres de la cohorte de 2001 possédaient un baccalauréat, comparativement à 7,6 % des membres de la cohorte de 1991. Tandis que la situation était moins courante, la proportion de femmes qui possédaient une maîtrise était aussi plus de deux fois supérieure au sein de la cohorte de 2001. Les hommes ont aussi enregistré des hausses importantes sur le plan des diplômes collégiaux et universitaires, quoique pas autant que les femmesNote .

Les autres différences entre les échantillons étaient beaucoup moins importantes. Tant les hommes que les femmes étaient légèrement plus âgés dans la cohorte de 2001 (d’environ 0,2 an). Les membres de la cohorte de 2001 étaient également légèrement plus susceptibles d’être nés en Ontario, en Alberta ou en Colombie-Britannique, mais légèrement moins susceptibles d’être nés dans les provinces maritimes, au Québec ou en Saskatchewan.

Les revenus d’emploi annuels médians sont indiqués selon le sexe et le niveau de scolarité dans les graphiques 1 à 13. Pour les hommes, les revenus annuels pendant la période de suivi de 15 ans étaient plus élevés pour la cohorte de 2001 parmi tous les groupes de diplômés de l’enseignement postsecondaire, mais plus particulièrement parmi les titulaires de maîtrises et de doctorats. Les hommes qui possédaient seulement un diplôme d’études secondaires n’avaient constaté en général aucun changement dans leurs revenus annuels médians, tandis que ceux qui ne possédaient aucun diplôme d’études avaient enregistré une baisse de revenus annuels d’une cohorte à l’autre (particulièrement dans la dernière portion de la période étudiée). De façon générale, des augmentations ont été enregistrées à tous les niveaux de scolarité chez les femmes, même chez celles qui n’avaient pas de titre d’études postsecondaires. Comme l’échantillon comprenait les non-travailleurs, une augmentation de la participation au marché du travail au cours des deux dernières décennies pourrait expliquer les hausses de revenus pour les femmes.

Le tableau 2 présente les revenus d’emploi cumulatifs médians au cours des périodes d’étude de 15 ans selon le sexe, le niveau de scolarité le plus élevé atteint et le principal domaine d’études. De nombreux groupes ont gagné environ 1 000 000 $ au cours des périodes de suivi de 15 ans pour les deux cohortes, des variations importantes étant observées selon le sexe, le niveau de scolarité et le domaine d’études. Les hommes ont gagné plus que les femmes dans  les différents niveaux de scolarité et domaines d’études. Bien que de nombreux facteurs pourraient être à l’origine de cet écart des revenus, il importe de mentionner que les personnes qui ne travaillaient pas ou qui travaillaient à temps partiel faisaient partie de l’échantillon. Cette approche produira des différences de revenus qui sont hautement sensibles aux différences d’heures de travail. À l’instar des résultats affichés dans les travaux de Frenette (2014), les revenus cumulatifs ont aussi augmenté avec le niveau de scolarité, à deux exceptions. Premièrement, les femmes possédant un certificat d’une école de métiers gagnaient environ les mêmes revenus que les femmes qui possédaient seulement un diplôme d’études secondaires. De même, les hommes titulaires d’un doctorat gagnaient environ les mêmes revenus que les hommes qui possédaient une maîtrise. Les petites tailles des échantillons ont empêché la diffusion des résultats pour les femmes titulaires d’un doctorat.

Les revenus cumulatifs variaient aussi de façon considérable selon le domaine d’études, comme l’ont démontré Ostrovsky et Frenette (2014). De façon générale, les diplômés dans les domaines d’études suivants ont gagné le plus d’argent : ingénierie et sciences et technologies appliquées; mathématiques, informatique et sciences physiques; commerce, gestion et administration des affaires; professions de la santé et technologies connexes; et sciences sociales et domaines connexes. Les diplômés dans les domaines d’études suivants gagnaient habituellement le moins d’argent : beaux-arts et arts appliqués; lettres, sciences humaines et disciplines connexes; sciences agricoles et biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation; et enseignement, loisirs et orientation.

La question d’ordre analytique pertinente, dans la présente étude, consiste à déterminer si les revenus cumulatifs se sont améliorés ou pas d’une cohorte à l’autre. Tandis que le tableau 2 présente les revenus cumulatifs médians pour les deux cohortes, ces derniers ne tiennent pas compte des différences entre la structure par âge des deux cohortes ou le lieu de naissance. Le tableau 3 présente les résultats en fonction de ces ajustements au moyen de régressions par médiane qui sont estimées séparément selon le sexe, le niveau de scolarité et le domaine d’études. Les coefficients affichés représentent les différences estimées des revenus cumulatifs médians ajustés entre les cohortes de 2001 et de 1991.

Chez les hommes, ceux qui n’avaient aucun titre d’études postsecondaires (c.-à-d. aucun diplôme ou seulement un diplôme d’études secondaires) n’ont enregistré aucun changement notable de leurs revenus cumulatifs médians. Une augmentation faible,  mais néanmoins statistiquement significative (estimée à 20 000 $), a été enregistrée chez les hommes possédant un certificat d’études collégiales. Tous les autres groupes d’hommes ont affiché des hausses plus importantes, notamment 71 000 $ chez ceux qui possédaient un certificat d’une école de métiers, 66 000 $ chez les titulaires d’un baccalauréat, 161 000 $ chez les titulaires de maîtrise et 210 000 $ chez les titulaires d’un doctorat. Exprimés en revenus annuels, les hausses enregistrée par les titulaires de maîtrises et de doctorats variaient de 11 000 $ à 14 000 $. L’augmentation la plus importante ayant été enregistrée à l’intérieur d’un domaine particulier était observée chez les diplômés titulaires d’une maîtrise en commerce, en gestion et en administration des affaires (264 000 $). Aucune perte d’importance n’a été enregistrée par les diplômés, quel que soit le domaine d’études. Fait intéressant, certains domaines généralement associés à des revenus plus faibles au niveau du baccalauréat (enseignement, loisirs et orientation et lettres, sciences humaines et disciplines connexes) ont affiché des hausses de plus de 100 000 $.

Les revenus cumulatifs médians ont augmenté à tous les niveaux de scolarité pour les femmes, quoique les hausses étaient inférieures chez celles qui n’avaient aucun diplôme et que les hausses enregistrées par les diplômées du secondaire et de l’enseignement collégial étaient modérées. Les femmes et les hommes qui possédaient un certificat d’une école de métiers ont enregistré des augmentations similaires (environ 70 000 $ dans les deux cas), tandis que les femmes qui possédaient un baccalauréat ont enregistré des hausses supérieures (85 000 $) à ceux des hommes qui possédaient les mêmes titres de compétence (66 000 $). En ce qui a trait à la maîtrise, les hausses totales étaient beaucoup moins élevées chez les femmes (56 000 $) que chez les hommes (161 000 $). Il en allait de même pour les deux domaines (sciences sociales et disciplines connexes; et commerce, gestion et administration des affaires) qui ont pu être examinés pour les hommes et les femmes titulaires d’une maîtrise. Par conséquent, les hausses plus élevées pour les femmes se situaient parmi les titulaires d’un baccalauréat, et c’était le cas pour les diplômées de nombreux principaux domaines d’études aussi. En fait, des hausses appréciables ont été enregistrées dans la plupart des domaines d’études chez les femmes possédant un baccalauréat. Qui plus est, trois des cinq domaines du baccalauréat ayant enregistré des hausses de 100 000 $ ou plus sont généralement associés à des revenus plus faibles (enseignement, loisirs et orientation; beaux-arts et arts appliqués; et sciences agricoles, biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation).

Malgré la hausse des niveaux de scolarité chez les hommes et les femmes, les résultats décrits jusqu’à maintenant indiquent que la perspective des revenus à long terme des diplômés de l’enseignement postsecondaire suit une tendance ascendante pour les deux sexes. Cela laisse croire que des facteurs sur le plan de la demande pourraient entrer en jeu. Mais cela laisse-t-il croire en la présence d’une tendance séculaire? Pas nécessairement, car les répercussions du cycle économique n’ont pas été prises en compte. En effet, les membres de la cohorte de 2001 font face à un marché du travail plus favorable que leurs homologues de la cohorte de 1991. Le graphique 14 illustre ce point en affichant le taux de chômage des 25 à 54 ans observé dans l’étude pour les deux cohortes. Au cours des huit premières années du suivi (dans le graphique, entre zéro et sept ans après le début de l’étude de la cohorte), les membres de la cohorte de 2001 ont enregistré des taux de chômage de 2 à 4 points de pourcentage inférieurs à ceux des membres de la cohorte de 1991. Cela peut s’expliquer par le fait que le début des années 1990 a été marqué par une récession économique qui a été suivie de ce que certains ont appelé le « rétablissement des chômeurs » pendant la majeure partie du reste de la décennie. En revanche, les années 2000 ont été principalement caractérisées par des booms économiques dans les secteurs de la construction et des ressources. Après la récession de 2008-2009, les taux de chômage ont augmenté, touchant seulement la cohorte de 2001 dans la présente étude. Par conséquent, la cohorte de 2001 s’est retrouvée devant un marché du travail similaire à celui de la cohorte de 1991 pendant les sept dernières années du suivi.

Ainsi, la période de suivi de 15 ans pourrait incontestablement être divisée en deux sous-périodes : jusqu’à sept ans inclusivement après le début de la période (lorsque le marché du travail était beaucoup plus favorable à la cohorte de 2001) et plus tard, lorsque les deux cohortes se sont retrouvées devant un marché similaire. Si les résultats supérieurs des diplômés de l’enseignement postsecondaire de la cohorte de 2001 mentionnés jusqu’à maintenant étaient attribuables à de meilleures conditions du marché du travail, on se serait attendu à ce que la majorité de l’augmentation des revenus d’emploi cumulatifs se soit produite au cours des huit premières années de la période, et non au cours des sept dernières années. Cependant, ce n’est pas le cas en général, comme le montre le tableau 4, où la méthodologie était la même que pour le tableau 3, sauf que les régressions ont été estimées séparément pour chaque sous-période. Ce que montre le tableau 4 est que les diplômés de l’enseignement postsecondaire de la cohorte de 2001 ont devancé leurs homologues de la cohorte de 1991 dans les deux sous-périodes. Ces résultats correspondent à une tendance séculaire positive en matière de résultats à long terme sur le marché du travail des diplômés de l’enseignement postsecondaire.

Un argument pouvant aller à l’encontre de ce fait est que les études antérieures donnent à penser que les conditions initiales du marché du travail à l’obtention du diplôme ont des répercussions sur les résultats à long terme des diplômés de l’enseignement postsecondaire (Oreopoulos, von Wachter et Heisz, 2012). Les résultats des recensements n’indiquent pas avec précision le moment où la personne termine un programme. Au cours de la première année de l’étude, le taux de chômage qu’a affiché la cohorte de 2001 était de 3 points de pourcentage inférieur à celui enregistré par la cohorte de 1991 (graphique 4). Cependant, toutes les personnes de l’échantillon d’analyse étaient âgées de 26 à 35 ans au cours de la première année de l’étude. On pourrait croire que la majorité d’entre elles sont entrées sur le marché du travail bien avant la première année de l’étude. Tandis que l’analyse s’oriente vers la période précédant l’étude (et probablement plus près de l’année d’obtention du diplôme pour bon nombre de personnes), le différentiel du taux de chômage diminue rapidement et s’équilibre même en seulement deux ans. En reculant de 8 à 11 ans, on obtient des taux de chômage plus élevés pour la cohorte de 2001 (qui sont susceptibles d’avoir des répercussions sur les situations vécues par les membres les plus âgés des cohortes). Ainsi, les conditions initiales du marché du travail à l’obtention du diplôme étaient similaires pour la majorité des membres des deux cohortes.

Il se pourrait aussi que les diplômés mesurent la réussite sur le marché du travail du point de vue des avantages non pécuniaires. Sur ce plan, les données fiscales offrent deux possibilités : la participation à un régime de retraite d’employeur et l’affiliation syndicale. Le nombre moyen d’années de participation à un régime de retraite d’employeur ou d’affiliation syndicale est affiché pour les deux cohortes selon le niveau de scolarité au tableau 5.

En général, les personnes ayant des niveaux de scolarité plus élevés ont passé plus d’années à avoir un régime de retraite d’employeur. Par exemple, le nombre moyen d’années de protection par un régime de retraite d’employeur chez les femmes de la cohorte de 2001 était environ deux fois plus élevé chez les titulaires d’un baccalauréat (8,7 ans) que chez celles qui avaient un diplôme d’études secondaires (4,3 ans).

Une relation positive a également été observée entre le niveau de scolarité et le nombre d’années d’affiliation syndicale, même si l’association était généralement plus faible pour les hommes. En effet, il y avait peu ou pas de différence entre les années d’affiliation syndicale chez les hommes ayant un certificat d’une école de métiers ou d’un établissement collégial, ou ayant un baccalauréat ou une maîtrise. Chez les femmes, un niveau de scolarité plus élevé était généralement associé à un plus grand nombre d’années d’affiliation syndicale.

Même si des différences dans les avantages non pécuniaires entre les deux cohortes peuvent aussi être établies à partir des résultats du tableau 5, ces résultats ne tiennent pas compte des différences d’âge ou de province/territoire de naissance affichées au tableau 1. Au tableau 6, les différences sont présentées après avoir tenu compte de ces facteurs dans une série de modèles de régression de Poisson estimés séparément selon le sexe et le niveau de scolarité.

Tous les groupes d’études ont enregistré une baisse de l’affiliation syndicale.Note Les résultats étaient plus mitigés pour le régime de retraite d’employeur. En fait, la plupart des groupes de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires ont enregistré des augmentations, notamment celles qui possédaient un certificat d’une école de métiers ou d’un établissement collégial et celles qui possédaient un baccalauréat. Une augmentation a aussi été enregistrée chez les femmes titulaires d’une maîtrise, mais elle n’était pas statistiquement significative. Pour ce qui est des hommes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires, ceux qui possédaient un baccalauréat ont enregistré une augmentation, tandis qu’un recul était manifeste pour ceux qui possédaient un certificat d’études collégiales ou un doctorat.

4 Conclusion

La présente étude a permis d’examiner les perspectives sur le marché du travail à long terme des diplômés de l’enseignement postsecondaire en utilisant des données du recensement et des données fiscales couplées. Elle a porté essentiellement sur la comparaison des résultats de deux groupes de diplômés : ceux qui étaient âgés de 26 à 35 ans en 1991 et leurs homologues d’âge semblable en 2001. Dans les deux cas, les personnes ont été suivies pendant 15 ans (jusqu’à ce qu’elles aient de 40 à 49 ans), couvrant ainsi la portion de leur vie professionnelle allant du début au milieu de leur carrière. Compte tenu des changements dans les facteurs sur le plan de l’offre et de la demande, on ne sait pas exactement dans quelle mesure les résultats à long terme des diplômés sur le marché du travail ont évolué au cours des dernières années.

Les résultats donnent à penser que les revenus d’emploi cumulatifs médians étaient plus élevés parmi les membres de la plus récente cohorte d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. Des hausses ont été observées à tous les niveaux d’études postsecondaires et dans la plupart des grandes disciplines, où les tailles des échantillons étaient assez grandes pour permettre une analyse. De plus, aucune discipline n’a enregistré de baisse des revenus d’emploi cumulatifs. Bien que la conjoncture économique dans laquelle se trouvait la cohorte de 2001 au cours de la période de suivi de 15 ans étaient généralement favorables, cette cohorte a également enregistré des hausses plus élevées que la cohorte de 1991 au cours de la dernière portion de la période (c.-à-d. lorsque la cohorte de 2001 traversait une récession économique). Qui plus est, les conditions initiales du marché après l’obtention du diplôme (un déterminant important des revenus d’emploi pendant la carrière) étaient similaires pour les deux cohortes. Les améliorations des revenus d’emploi à long terme pour les diplômés de l’enseignement postsecondaire sont importantes compte tenu de la hausse marquée du nombre de diplômés au cours de la période. Cependant, les résultats indiquent aussi que le nombre d’années d’affiliation syndicale a baissé ou est resté stable au sein des cohortes d’hommes et de femmes titulaires d’un diplôme d’études postsecondaires. En outre, tandis que les femmes ayant un diplôme d’études postsecondaires ont affiché des augmentations du nombre d’années de protection par un régime de retraite d’employeur, leurs homologues masculins ont enregistré des résultats mitigés selon leur niveau d’études postsecondaires.

La présente étude portait sur les résultats à long terme sur le marché du travail des diplômés de l’enseignement postsecondaire. Cependant, des travaux de recherche antérieurs donnent à penser qu’un niveau de scolarité plus élevé confère également des avantages privés et publics non pécuniaires. À cette fin, les données fiscales comportent divers autres résultats, notamment concernant l’état matrimonial, la fécondité et les dons de bienfaisance. Des recherches ultérieures pourraient permettre d’examiner la relation à long terme entre les études postsecondaires et les dons de bienfaisance ou les décisions de former une famille. De plus, les données ont aussi été couplées à la Base canadienne de données sur la mortalité; l’examen de la relation entre le niveau de scolarité, le choix du domaine d’études et la mortalité est donc également possible.

5 Tableaux et graphiques


Tableau 1
Caractéristiques de l’échantillon des hommes et des femmes des cohortes de 1991 et 2001
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Caractéristiques de l’échantillon des hommes et des femmes des cohortes de 1991 et 2001 Hommes, Femmes, Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon moyenne, pourcentage et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Hommes Femmes
Cohorte de 1991 Cohorte de 2001 Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
moyenne
Âge au 31 décembre de la première année de la cohorte (ans) 30,8 31,0 30,7 30,9
pourcentage
Niveau de scolarité le plus élevé atteint
Aucun diplôme d’études 33,2 21,5 33,0 19,4
Diplôme d’études secondaires 25,0 24,9 30,6 23,1
Certificat d’une école de métiers 19,4 17,8 11,3 11,9
Certificat d'un collège 12,7 19,1 16,8 25,9
Baccalauréat 8,2 14,3 7,6 17,4
Maîtrise 1,2 2,1 0,8 2,2
Doctorat 0,2 0,3 0,1 0,2
Province ou territoire de naissance
Terre-Neuve-et-Labrador 3,6 3,4 3,9 3,9
Île-du-Prince-Édouard 0,7 0,6 0,7 0,6
Nouvelle-Écosse 4,5 3,7 4,9 4,2
Nouveau-Brunswick 3,9 3,6 4,1 4,0
Québec 33,9 33,0 33,6 31,1
Ontario 29,9 31,8 29,7 31,7
Manitoba 4,9 4,7 4,6 4,8
Saskatchewan 5,4 4,7 5,3 4,9
Alberta 7,2 7,4 6,9 7,6
Colombie-Britannique 6,0 6,8 6,2 6,9
Yukon 0,1 0,1 0,1 0,1
Territoires du Nord-Ouest ou Nunavut 0,1 0,2 0,1 0,2
nombre
Taille de l’échantillon 133 393 97 806 139 317 104 330

Tableau 2
Revenus cumulatifs médians des hommes et des femmes des cohortes de 1991 et 2001, selon les diplômes d’études
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Revenus cumulatifs médians des hommes et des femmes des cohortes de 1991 et 2001 Hommes, Femmes, Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015 unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Hommes Femmes
Cohorte de 1991 Cohorte de 2001 Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
Aucun diplôme d’études 526 351 523 915 155 934 172 742
Diplôme d’études secondaires 708 115 723 499 308 442 344 012
Certificat d’une école de métiers 739 264 813 060 273 808 352 885
Certificat d'un collège 917 660 938 882 475 553 517 658
Services d’enseignement, de loisirs et d’orientation 730 500 747 353 373 141 444 048
Beaux-arts et arts appliqués 674 874 711 140 293 015 369 726
Lettres, sciences humaines et disciplines connexes 711 777 762 038 397 232 456 400
Sciences sociales et disciplines connexes 1 069 255 1 109 839 424 545 507 277
Commerce, gestion et administration des affaires 890 903 890 912 469 207 529 330
Sciences agricoles et biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation 622 389 666 175 352 113 397 009
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 973 525 1 006 435 571 152 585 130
Professions de la santé et technologies connexes 941 102 1 019 731 596 095 600 281
Mathématiques, informatique et sciences physiques 932 901 917 718 582 224 623 861
Baccalauréat 1 223 383 1 292 247 729 108 816 282
Services d’enseignement, de loisirs et d’orientation 994 389 1 048 580 684 586 791 748
Beaux-arts et arts appliqués Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 397 467 547 256
Lettres, sciences humaines et disciplines connexes 837 632 987 408 628 257 696 297
Sciences sociales et disciplines connexes 1 177 109 1 296 924 727 480 768 290
Commerce, gestion et administration des affaires 1 293 111 1 388 192 846 022 924 355
Sciences agricoles et biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation 1 059 783 1 020 731 579 265 762 800
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 1 474 215 1 538 106 955 925 1 081 357
Professions de la santé et technologies connexes 1 248 697 1 400 673 819 776 950 769
Mathématiques, informatique et sciences physiques 1 349 803 1 357 569 958 523 978 069
Maîtrise 1 417 774 1 576 957 979 918 1 028 857
Sciences sociales et disciplines connexes 1 370 091 1 510 829 928 135 1 036 291
Commerce, gestion et administration des affaires 1 721 181 1 940 623 1 354 749 1 395 535
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 1 550 411 1 632 579 Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié
Doctorat 1 403 968 1 617 261 Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié

Tableau 3
Différences ajustées des revenus cumulatifs médians entre les cohortes de 2001 et 1991, selon le sexe et les diplômes d’études
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Différences ajustées des revenus cumulatifs médians entre les cohortes de 2001 et 1991 Hommes et Femmes, calculées selon coefficient et erreur-type bootstrap unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Hommes Femmes
coefficient erreur-type bootstrap coefficient erreur-type bootstrap
Aucun diplôme d’études -6 164 5 025 12 563Note *** 2 697
Diplôme d’études secondaires 5 388 3 818 35 799Note *** 3 657
Certificat d’une école de métiers 71 179Note *** 4 219 71 999Note *** 4 507
Certificat d'un collège 20 423Note ** 6 380 38 941Note *** 3 619
Services d’enseignement, de loisirs et d’orientation -10 956 27 355 71 113Note *** 10 848
Beaux-arts et arts appliqués 368 27 134 77 437Note *** 15 971
Lettres, sciences humaines et disciplines connexes 32 510 28 115 64 500Note ** 23 004
Sciences sociales et disciplines connexes 43 717Tableau 3 Note  22 798 75 996Note *** 14 344
Commerce, gestion et administration des affaires -8 245 13 614 55 462Note *** 5 691
Sciences agricoles et biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation 28 472 21 361 45 400Note * 19 817
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 31 285Note *** 7 938 16 179 18 798
Professions de la santé et technologies connexes 77 874Note ** 26 425 12 202 11 385
Mathématiques, informatique et sciences physiques -21 733 56 492 86 826Tableau 3 Note  52 124
Baccalauréat 65 585Note *** 9 826 84 735Note *** 6 344
Services d’enseignement, de loisirs et d’orientation 102 473Note *** 13 465 116 607Note *** 13 017
Beaux-arts et arts appliqués Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié 138 968Note *** 33 945
Lettres, sciences humaines et disciplines connexes 127 153Note ** 39 175 75 929Note *** 22 445
Sciences sociales et disciplines connexes 115 026Note *** 22 608 43 531Note * 17 242
Commerce, gestion et administration des affaires 62 134Note * 24 395 70 166Note *** 20 768
Sciences agricoles et biologiques et services de la nutrition et de l’alimentation -10 185 35 878 167 072Note *** 34 832
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 72 099Note *** 17 110 83 773 57 624
Professions de la santé et technologies connexes 126 251Note ** 46 917 123 333Note *** 14 809
Mathématiques, informatique et sciences physiques 30 293 23 811 17 072 42 740
Maîtrise 160 928Note *** 26 735 55 681Note ** 20 942
Sciences sociales et disciplines connexes 140 223Note * 58 839 56 991 48 674
Commerce, gestion et administration des affaires 263 708Note *** 73 613 84 705 82 978
Génie et sciences appliquées, et techniques et métiers des sciences appliquées 99 216Tableau 3 Note  52 770 Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié
Doctorat 209 708Note *** 60 893 Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié

Tableau 4
Différences ajustées des revenus cumulatifs médians entre les cohortes de 2001 et 1991, selon la sous-période, le sexe et les diplômes d’études
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Différences ajustées des revenus cumulatifs médians entre les cohortes de 2001 et 1991 Année 1 à année 8 et Année 9 à année 15, calculées selon coefficient et erreur-type bootstrap unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année 1 à année 8 Année 9 à année 15
coefficient erreur-type bootstrap coefficient erreur-type bootstrap
Hommes
Aucun diplôme d’études 2 118 2 525 -8 800Note *** 2 521
Diplôme d’études secondaires 4 432Note * 1 869 -541 1 818
Certificat d’une école de métiers 39 669Note *** 2 400 30 997Note *** 2 423
Certificat d'un collège 11 968Note *** 3 104 7 597Note * 2 975
Baccalauréat 43 120Note *** 4 260 17 343Note ** 5 793
Maîtrise 85 135Note *** 10 587 61 223Note *** 18 445
Doctorat 100 802Note *** 30 202 90 677Note *** 26 987
Femmes
Aucun diplôme d’études 13 549Note *** 1 415 -691 1 424
Diplôme d’études secondaires 22 527Note *** 1 758 10 414Note *** 2 097
Certificat d’une école de métiers 38 147Note *** 2 394 32 548Note *** 2 633
Certificat d'un collège 17 743Note *** 2 057 16 651Note *** 1 900
Baccalauréat 31 565Note *** 3 603 47 942Note *** 4 059
Maîtrise -2 674 11 327 46 211Note *** 12 679
Doctorat Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié Note F: trop peu fiable pour être publié

Tableau 5
Moyenne du nombre d’années de participation à un régime de retraite d’employeur ou d'affiliation syndicale, cohortes de 1991 et 2001, selon le sexe et les diplômes d’études
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Moyenne du nombre d’années de participation à un régime de retraite d’employeur ou d'affiliation syndicale Nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur, Nombre d’années d’affiliation syndicale, Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon moyenne unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur Nombre d’années d’affiliation syndicale
Cohorte de 1991 Cohorte de 2001 Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
moyenne
Hommes
Aucun diplôme d’études 4,5 3,7 4,8 3,6
Diplôme d’études secondaires 6,4 5,7 5,6 4,4
Certificat d’une école de métiers 6,4 6,2 6,2 5,5
Certificat d'un collège 7,7 7,4 5,7 5,0
Baccalauréat 7,8 7,9 5,5 4,9
Maîtrise 8,7 8,6 5,9 5,5
Doctorat 11,3 9,5 10,0 8,5
Femmes
Aucun diplôme d’études 2,5 2,4 2,6 2,2
Diplôme d’études secondaires 4,5 4,3 3,4 2,9
Certificat d’une école de métiers 4,1 4,3 3,9 3,7
Certificat d'un collège 6,1 6,2 5,3 4,9
Baccalauréat 7,7 8,7 6,5 6,7
Maîtrise 9,4 9,6 7,6 7,3

Tableau 6
Différences ajustées du nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur ou d'affiliation syndicale entre les cohortes de 2001 et 1991, selon le sexe et les diplômes d’études
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Différences ajustées du nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur ou d'affiliation syndicale entre les cohortes de 2001 et 1991 Nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur et Nombre d’années d’affiliation syndicale, calculées selon coefficient et erreur-type bootstrap unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d’années de participation à un régime de retraite d'employeur Nombre d’années d’affiliation syndicale
coefficient erreur-type bootstrap coefficient erreur-type bootstrap
Hommes
Aucun diplôme d’études -0,770Note *** 0,061 -1,294Note *** 0,065
Diplôme d’études secondaires -0,663Note *** 0,077 -1,245Note *** 0,070
Certificat d’une école de métiers -0,142 0,098 -0,901Note *** 0,094
Certificat d'un collège -0,356Note ** 0,115 -0,702Note *** 0,092
Baccalauréat 0,280Note * 0,123 -0,913Note *** 0,096
Maîtrise 0,134 0,351 -0,658Note ** 0,253
Doctorat -3,219Note *** 0,951 -2,919Note ** 0,907
Femmes
Aucun diplôme d’études -0,169Note *** 0,040 -0,372Note *** 0,044
Diplôme d’études secondaires -0,298Note *** 0,063 -0,389Note *** 0,052
Certificat d’une école de métiers 0,258Note ** 0,085 -0,271Note *** 0,079
Certificat d'un collège 0,215Note ** 0,080 -0,442Note *** 0,067
Baccalauréat 1,412Note *** 0,134 -0,076 0,110
Maîtrise 0,272 0,348 -0,449 0,377

Graphique 1 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes sans diplôme d’études

Tableau de données du graphique 1
Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 1. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 30 470 29 811
1 30 515 30 688
2 31 215 31 501
3 33 095 32 707
4 33 552 33 031
5 33 931 34 134
6 35 312 34 732
7 36 180 35 227
8 37 105 34 190
9 37 940 35 261
10 38 011 36 134
11 38 026 36 841
12 37 931 37 357
13 38 641 37 414
14 38 756 37 362

Graphique 2 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant un diplôme d’études secondaires

Tableau de données du graphique 2
Tableau de données du graphique 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 2. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 41 885 41 643
1 42 954 42 891
2 43 446 43 907
3 45 137 45 315
4 45 748 46 409
5 46 141 47 440
6 47 111 48 532
7 48 625 49 264
8 49 261 48 225
9 50 162 49 308
10 50 135 50 054
11 50 694 50 854
12 50 561 51 712
13 51 251 52 124
14 51 498 52 076

Graphique 3 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant un certificat d’une école de métiers

Tableau de données du graphique 3
Tableau de données du graphique 3
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 3. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 44 169 46 912
1 44 877 48 200
2 44 973 48 826
3 46 838 50 484
4 47 716 51 682
5 48 373 52 957
6 49 655 54 257
7 50 847 55 362
8 51 785 54 469
9 52 885 55 443
10 52 763 56 496
11 53 033 57 418
12 53 202 58 711
13 53 969 59 376
14 54 695 59 411

Graphique 4 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant un certificat d'un collège

Tableau de données du graphique 4
Tableau de données du graphique 4
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 4. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 52 388 52 785
1 54 079 54 467
2 54 747 55 911
3 56 543 57 677
4 57 756 59 469
5 58 524 61 470
6 60 117 62 959
7 61 936 64 325
8 63 273 64 630
9 64 658 65 350
10 65 310 66 143
11 65 910 67 130
12 65 788 68 784
13 67 071 69 355
14 67 887 69 833

Graphique 5 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant un baccalauréat

Tableau de données du graphique 5
Tableau de données du graphique 5
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 5. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 64 023 67 710
1 67 164 71 145
2 68 698 73 512
3 71 692 77 406
4 73 705 80 456
5 75 786 83 279
6 78 262 85 846
7 81 437 88 410
8 84 438 89 948
9 87 329 90 704
10 89 008 91 902
11 90 192 93 020
12 90 562 95 110
13 92 008 95 518
14 93 783 96 213

Graphique 6 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant une maîtrise

Tableau de données du graphique 6
Tableau de données du graphique 6
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 6. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 73 693 80 858
1 78 322 84 674
2 80 786 87 669
3 83 942 91 226
4 85 381 96 571
5 87 619 100 902
6 89 361 104 271
7 94 506 107 529
8 98 980 110 677
9 101 017 110 404
10 102 208 110 366
11 105 802 112 362
12 105 647 118 424
13 106 911 114 458
14 109 195 114 773

Graphique 7 Revenus annuels médians selon la cohorte, hommes possédant un doctorat

Tableau de données du graphique 7
Tableau de données du graphique 7
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 7. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 75 241 77 768
1 78 911 83 052
2 80 206 85 742
3 83 495 89 703
4 82 971 91 613
5 85 224 100 344
6 88 095 105 685
7 92 959 108 392
8 96 181 114 835
9 101 544 113 923
10 103 782 115 328
11 108 548 120 354
12 112 452 125 871
13 117 667 124 454
14 117 620 129 894

Graphique 8 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes sans diplôme d’études

Tableau de données du graphique 8
Tableau de données du graphique 8
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 8. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 4 263 5 632
1 4 178 6 330
2 4 009 6 589
3 4 500 7 676
4 5 214 8 382
5 5 995 8 984
6 7 055 9 833
7 9 138 10 600
8 10 469 10 908
9 11 819 11 562
10 12 848 12 320
11 13 653 13 414
12 14 229 13 912
13 14 777 13 985
14 14 959 14 750

Graphique 9 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes possédant un diplôme d’études secondaires

Tableau de données du graphique 9
Tableau de données du graphique 9
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 9. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 15 472 17 680
1 15 674 17 880
2 15 429 18 653
3 16 049 19 290
4 16 754 19 763
5 17 297 21 086
6 18 688 22 327
7 20 594 23 337
8 21 804 23 982
9 23 306 24 921
10 24 152 25 660
11 25 006 26 483
12 25 504 27 250
13 26 441 27 775
14 26 814 28 490

Graphique 10 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes possédant un certificat d’une école de métiers

Tableau de données du graphique 10
Tableau de données du graphique 10
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 10. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 14 736 18 532
1 14 473 18 310
2 14 203 19 033
3 14 346 19 811
4 14 993 20 173
5 15 386 21 281
6 16 261 22 481
7 17 774 23 571
8 19 109 24 354
9 20 397 25 247
10 21 056 26 372
11 21 908 27 047
12 22 672 28 323
13 23 447 28 980
14 23 817 29 220

Graphique 11 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes possédant un certificat d'un collège

Tableau de données du graphique 11
Tableau de données du graphique 11
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 11. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 27 347 29 618
1 27 591 29 350
2 27 509 29 742
3 28 090 30 688
4 28 684 31 473
5 29 503 32 850
6 30 261 34 414
7 31 825 35 485
8 33 249 36 629
9 34 567 37 496
10 35 175 38 161
11 36 086 38 898
12 36 592 40 028
13 37 506 40 389
14 37 769 41 036

Graphique 12 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes possédant un baccalauréat

Tableau de données du graphique 12
Tableau de données du graphique 12
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 12. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 40 951 45 482
1 41 660 45 403
2 41 467 46 305
3 42 490 47 536
4 43 356 48 484
5 44 729 50 339
6 45 724 52 457
7 48 726 54 844
8 50 422 57 519
9 52 479 59 265
10 52 952 60 819
11 54 766 62 548
12 55 820 64 824
13 57 173 65 830
14 58 634 67 500

Graphique 13 Revenus annuels médians selon la cohorte, femmes possédant une maîtrise

Tableau de données du graphique 13
Tableau de données du graphique 13
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 13. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon en dollars constants de 2015
unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
en dollars constants de 2015
0 57 681 57 879
1 61 449 58 898
2 61 130 60 044
3 63 222 61 506
4 61 823 62 384
5 62 981 65 645
6 63 891 67 400
7 65 275 69 556
8 67 917 74 704
9 69 264 75 534
10 69 269 77 154
11 71 911 78 911
12 74 511 81 244
13 75 376 81 971
14 75 753 82 682

Graphique 14 Taux de chômage annuels des 25 à 54 ans

Tableau de données du graphique 14
Tableau de données du graphique 14
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 14. Les données sont présentées selon Nombre d'années depuis le début de la cohorte (titres de rangée) et Cohorte de 1991 et Cohorte de 2001, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Nombre d'années depuis le début de la cohorte Cohorte de 1991 Cohorte de 2001
pourcentage
-10 6,0 9,2
-9 8,9 10,0
-8 10,0 10,3
-7 9,8 9,4
-6 9,1 8,5
-5 8,3 8,6
-4 7,7 7,8
-3 6,9 7,1
-2 6,8 6,4
-1 7,3 5,7
0 9,2 6,2
1 10,0 6,6
2 10,3 6,4
3 9,4 6,0
4 8,5 5,8
5 8,6 5,3
6 7,8 5,1
7 7,1 5,1
8 6,4 7,1
9 5,7 6,9
10 6,2 6,3
11 6,6 6,0
12 6,4 5,9
13 6,0 5,8
14 5,8 5,8

Bibliographie

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