Direction des études analytiques : documents de recherche
Qui sont les hommes et les femmes qui deviennent propriétaires d’entreprise au Canada?

Remerciements

Cette étude est financée par Femmes et Égalité des genres Canada (FEGC). Les auteurs aimeraient remercier les réviseurs de FEGC, ainsi qu’Innovation, Sciences et Développement économique Canada, leurs collègues de Statistique Canada, et Marc Duhamel et Joao da Fonseca pour leurs commentaires précieux.

Résumé

La présente étude analyse les déterminants de l’accès à la propriété d’entreprises (définie comme la propriété d’entreprises privées constituées en société). Les entrants à la propriété d’entreprise (entrants) désignent les personnes qui étaient principalement propriétaires d’entreprises en 2016, mais pas en 2015. Une personne peut devenir entrante à la propriété d’entreprise lorsqu’elle démarre une entreprise ou acquiert des parts d’une entreprise privée existante. À l’aide d’une base de données appariant les employeurs et les employés pour la période de 2011 à 2016 pour environ 24 millions de personnes, la présente étude évalue le rôle de certains facteurs, notamment les caractéristiques personnelles, l’expérience sur le marché du travail et les caractéristiques familiales. Les statistiques descriptives montrent que les entrants étaient plus susceptibles que les non-propriétaires d’entreprises d’avoir de l’expérience dans plusieurs secteurs, d’être propriétaires d’une entreprise non constituée en société en 2015 et d’avoir une conjointe ou un conjoint propriétaire d’entreprise (constituée ou non en société) en 2015. Les entrantes étaient plus susceptibles que leurs homologues masculins à avoir subi un choc de revenu négatif majeur au cours de la période de 2011 à 2015, mais moins susceptibles d’avoir de l’expérience dans le secteur de la production de biens. L’analyse fondée sur une régression indique que ces facteurs ont une forte influence sur l’entrée, en particulier le fait d’avoir une conjointe ou un conjoint propriétaire d’entreprise. Même si les femmes et les hommes ont été influencés par pratiquement les mêmes facteurs, des différences statistiquement significatives entre les genres ont été relevées pour toutes les variables et ont montré que les hommes tendaient à être proportionnellement plus nombreux que les femmes à accéder à la propriété d’entreprises. Les constats de la présente étude sont pertinents dans le contexte de la pandémie de COVID-19, puisque cette dernière a entraîné des chocs faisant écho aux facteurs analysés dans cette étude. Les personnes sans emploi en 2015, par exemple, ou qui avaient subi un choc de revenu négatif majeur tendaient à chercher à accéder à la propriété d’entreprise. Les hommes étaient attirés par des entreprises détenues par des hommes alors que les femmes étaient attirées par des entreprises détenues par des femmes ou à participation égale.

Mots clés : entrepreneuriat, propriété d’entreprise, entrée, genre, entreprises détenues par des hommes, entreprises détenues par des femmes, entreprises à participation égale

Sommaire

Comprendre les facteurs qui influencent la décision d’une personne de devenir propriétaire d’entreprise a retenu beaucoup d’attention dans les ouvrages de recherche. Plusieurs facteurs ont fait l’objet de discussions dans le cadre d’études, comme les facteurs propres aux individus, les facteurs environnementaux et les événements démographiques pouvant motiver ou contraindre des personnes à devenir propriétaires d’entreprises. Même si les enjeux propres aux genres ont également fait l’objet de discussions, la documentation reste muette quant aux facteurs influençant les personnes à démarrer des entreprises détenues par des femmes (EDF), des entreprises détenues par des hommes (EDH) ou des entreprises à participation égale (EPE).

La présente étude comble cette lacune grâce à l’utilisation de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés (BDCDEE) pour la période de 2011 à 2016, afin d’analyser l’entrepreneuriat du point de vue de la propriété d’entreprise constituée en société (désignant la propriété d’entreprises privées constituées en société), capturée dans une annexe de données fiscales administratives (T2 Annexe 50). Une personne désigne une ou un propriétaire d’entreprise lorsque la propriété d’entreprise est son activité professionnelle principale (c.-à-d., qu’elle génère la majeure partie de son revenu de cette propriété d’entreprise). Un entrant à la propriété d’entreprise (entrant) désigne une personne qui était principalement propriétaire d’entreprise en 2016, mais pas en 2015.

Dans le cadre de cette étude sont d’abord comparées, pour les femmes et pour les hommes, les caractéristiques socioéconomiques des entrants, des propriétaires d’entreprises déjà en activité et des non-propriétaires d’entreprises au cours de la période de 2011 à 2016. Les résultats suggèrent que l’expérience sur le marché du travail des entrants différait de celle des non-propriétaires d’entreprises. Les entrants étaient plus susceptibles que les non-propriétaires d’entreprises d’avoir été propriétaires d’entreprises non constituées en société en 2015 et d’avoir de l’expérience dans plusieurs secteurs au cours de la période de 2011 à 2015 (80 % contre 50 %).

Les entrants étaient plus susceptibles que les non-propriétaires d’entreprises d’être immigrants, d’avoir une conjointe ou un conjoint propriétaire d’entreprise (constituées en société ou non) en 2015 et d’avoir des enfants de moins de 7 ans. Les entrants avaient également accumulé un revenu familial supérieur à celui des non-propriétaires d’entreprises pour la période de 2011 à 2015 (« famille » s’entendant dans le sens du concept de famille de recensement).

Les entrantes étaient plus susceptibles que leurs homologues masculins à avoir subi un choc de revenu négatif majeur (d’au moins 10 %) au cours de la période de 2011 à 2015 et d’avoir été au chômage en 2015, mais étaient moins susceptibles d’avoir de l’expérience dans le secteur de la production de biens. Elles enregistraient un revenu personnel cumulé inférieur au cours de la période de 2011 à 2015, mais un revenu familial cumulé supérieur; ce qui peut s’expliquer par le fait que les femmes étaient relativement plus susceptibles que les hommes à être mariées ou en union libre. Les entrants se concentraient dans des EDH, alors que la répartition des entrantes était plus équilibrée entre tous les types d’entreprises.

L’analyse fondée sur une régression (modèles logit et logit multinomial) montre que les femmes et les hommes ont été influencés par pratiquement les mêmes facteurs. Cependant, la probabilité que les femmes accèdent à la propriété d’entreprise représentait 53 % de celle des hommes. En d’autres termes, les femmes étaient environ deux fois moins susceptibles que les hommes à accéder à la propriété d’entreprise. Malgré des similarités dans le signe des effets marginaux, des différences statistiquement significatives entre les genres en faveur des hommes s’observaient pour toutes les variables. Par exemple, les femmes ayant de l’expérience dans le secteur de la production de biens étaient environ deux fois moins susceptibles que leurs homologues masculins d’accéder à la propriété d’entreprises. De plus, même si les entrantes étaient proportionnellement plus susceptibles d’avoir un conjoint propriétaire d’entreprise, la probabilité d’accès pour les femmes dont le conjoint était propriétaire d’entreprise était 2,34 points de pourcentage (pp) inférieure à celle des hommes dont la conjointe était propriétaire d’entreprise.

Lors de l’évaluation du rôle des conjoints dans la décision d’une personne d’accéder à la propriété d’entreprise, avoir un conjoint ou une conjointe propriétaire d’entreprise en 2015 présentait l’effet marginal le plus élevé sur cet accès (3,4 pp par rapport à ceux n’étant pas dans cette situation).

Les résultats de l’analyse fondée sur une régression sont pertinents dans le contexte du rétablissement après la pandémie de COVID-19. En effet, cette pandémie a entraîné des chocs faisant écho aux facteurs analysés dans la présente étude. Les personnes sans emploi en 2015, par exemple, étaient plus susceptibles d’accéder à la propriété d’entreprise que les employés salariés. De la même façon, avoir subi un choc de revenu négatif majeur, être aidant, être immigrant récent et être veuf, divorcé ou séparé tendaient à pousser les personnes vers la propriété d’entreprise. Il est intéressant de noter que ces facteurs tendaient à attirer les hommes vers des EDH et les femmes vers des EDF et des EPE. Avoir de jeunes enfants tendait à attirer les hommes vers des EDH et des EPE et les femmes vers des EDF et des EPE. Néanmoins, la présente étude a montré qu’avoir une incapacité ou vivre dans une région rurale était associé à un non-accès à la propriété d’entreprise. Le revenu familial et l’expérience dans le secteur de la production de biens attiraient les femmes vers des EDF et des EPE, alors qu’avoir un conjoint attirait les femmes et les hommes vers des EPE, quelle que soit la situation d’activité du conjoint ou de la conjointe (à l’exception des hommes, qui tendaient à accéder à des EDH lorsque leur conjointe était propriétaire d’entreprise).

La présente étude apporte quatre contributions importantes pertinentes pour l’élaboration de politiques. Tout d’abord, elle présente un profil socioéconomique détaillé des entrants, d’autres propriétaires d’entreprises et des non-propriétaires d’entreprises; ce qui fournit des informations sur les différences clés entre les genres au sein de ces groupes et entre eux. Deuxièmement, l’analyse fondée sur une régression (modèles logit) permet de comprendre les facteurs qui influencent la décision d’une personne d’accéder à la propriété d’entreprise et souligne les contrastes de leur importance entre les genres. Troisièmement, l’analyse fondée sur une régression (modèles logit multinomiaux) explore la façon dont ces facteurs influencent l’accès à des EDH, EDF ou EPE pour les femmes et les hommes. On souligne alors les facteurs qui pourraient éventuellement expliquer les écarts de performances entre ces types d’entreprises. Enfin, les constats sont pertinents dans le contexte du rétablissement relatif à la pandémie de COVID-19, qui a entraîné des chocs faisant écho aux facteurs analysés dans la présente étude (p  ex. non-emploi et choc de revenu négatif majeur).

1       Introduction

L’entrepreneuriat est important pour la création d’emplois, l’innovation, la croissance économique et la compétitivité des pays (Conway, Janod et Nicoletti 2005). Par conséquent, comprendre les facteurs qui influencent la décision d’une personne de devenir propriétaire d’entreprise a bénéficié d’une attention considérable dans la littérature^Note . Des facteurs propres aux individus (p  ex. motivation, compétences et toute forme de capital), des facteurs environnementaux (p  ex. accès au financement, environnement institutionnel, stabilité politique) et des événements démographiques (p  ex. maternité récente) pouvant influer sur la décision d’une personne de devenir entrepreneur ont fait l’objet de discussions dans la littérature^Note .

La présente étude analyse l’entrepreneuriat dans l’optique d’un travail autonome dans le cadre d’entreprises constituées en société (propriété d’entreprises), qui sont généralement plus grandes, comptent un plus grand nombre d’employés, ont recours à un capital supérieur par travailleur et ont une production par travailleur beaucoup plus élevée que les entreprises non constituées en société (Baldwin et Rispoli 2010; Baldwin, Leung et Rispoli 2011)^Note . La présente étude explore les questions de genre à travers trois considérations générales : premièrement, les caractéristiques des entrants à la propriété d’entreprise (entrants) ainsi que la comparaison de ces entrants avec d’autres Canadiennes et Canadiens; deuxièmement, les facteurs corrélés à l’accès à la propriété d’entreprise au Canada; troisièmement, les facteurs entraînant l’accès à la propriété d’entreprises détenues par des hommes (EDH), détenues par des femmes (EDF) et à participation égale (EPE)^Note .

L’intérêt quant aux enjeux relatifs au genre parmi les propriétaires d’entreprises n’est pas nouveau. Dans sa revue de littérature, Brush (1992), par exemple, suggère que les hommes et femmes propriétaires d’entreprises présentaient des caractéristiques démographiques similaires en termes d’état matrimonial, d’âge et de contexte familial ainsi que de caractéristiques d’entreprise. Cependant, ils présentaient des différences quant aux déterminants d’accès, comme le niveau de scolarité, l’expérience professionnelle et les performances. Goyal et Yadav (2014) ont montré que les défis auxquels font face les femmes entrepreneures dans des pays en voie de développement comprennent l’accès à du financement, des préjugés socioculturels contre les femmes, une faible estime de soi, des vides institutionnels et le manque de compétences et d’études entrepreneuriales. La littérature montre également que les propriétaires d’entreprises issus de minorités faisaient face à de plus grands défis pour accéder au marché et aux ressources financières (Brush 1992; De Groot 2001). De plus, Hebert (à paraître) a constaté que les jeunes entreprises fondées par des femmes en France étaient moins susceptibles de réunir des capitaux externes en général, mais étaient plus susceptibles de réunir des capitaux dans les secteurs dominés par les femmes. Elle a également montré qu’à condition d’être appuyées par des capitaux, les jeunes entreprises dirigées par des femmes dans des secteurs dominés par des hommes et les jeunes entreprises dirigées par des hommes dans des secteurs dominés par des femmes étaient plus performantes que leurs homologues dirigées par des entrepreneurs du groupe dominant du secteur. En se basant sur des données canadiennes, Grekou (2020) a relevé que les entrants masculins à la propriété d’entreprise semblaient posséder une expérience du marché du travail plus pertinente que leurs homologues féminines et que cette caractéristique présentait une corrélation positive avec les revenus et le nombre d’employés de l’entreprise détenue.

Une limite de la littérature relative à l’accès à l’entrepreneuriat est le manque de compréhension des facteurs qui influencent l’accès à des EDF, à des EDH ou à des EPE. À la connaissance des auteurs, cette question n’a jamais été étudiée. Du fait des écarts importants en matière de performances d’entreprises observés entre ces types d’entreprises (fréquemment au détriment des EDF), comprendre les facteurs influençant l’accès à ces types d’entreprises est pertinent^Note . En effet, des facteurs pouvant expliquer ces écarts de performances pourraient permettre de cerner les déterminants de l’accès à l’entrepreneuriat^Note .

La présente étude contribue à la compréhension des enjeux relatifs aux genres entourant les transitions vers la propriété d’entreprise au Canada. Elle étudie les facteurs qui favorisaient ou empêchaient l’accès à la propriété d’entreprise en 2016. Elle se fonde sur une importante base de données administrative de Statistique Canada couplant les employeurs et les employés : la Base de données canadienne sur la dynamique entre les employeurs et les employés (BDCDEE), pour la période de 2001 à 2016. La BDCDEE présente de nombreux avantages pour cette étude. Premièrement, elle permet la détermination à la fois des propriétaires d’entreprises et des entrants, ainsi que des non-propriétaires d’entreprises. Deuxièmement, elle offre un riche ensemble de renseignements, notamment des caractéristiques personnelles (p  ex. l’âge, le statut d’immigrant), l’expérience professionnelle (p  ex. la situation d’activité, l’expérience dans une industrie donnée) et des caractéristiques familiales (p  ex. le revenu familial, le nombre d’enfants, la situation d’activité du conjoint) pour tous les individus. Troisièmement, elle permet de cerner des types d’entreprise (c.-à-d., EDH, EDF ou EPE) et d’importantes caractéristiques d’entreprises, telles que son secteur.

La présente étude apporte quatre contributions importantes pertinentes pour l’élaboration de politiques. Tout d’abord, elle présente un profil socioéconomique détaillé des entrants, d’autres propriétaires d’entreprises et des non-propriétaires d’entreprises; ce qui fournit des informations sur les différences clés entre les genres au sein de ces groupes et entre eux. Deuxièmement, elle permet de comprendre les facteurs qui influencent la décision d’une personne d’accéder à la propriété d’entreprise. En particulier, l’analyse des modèles logit permet de discuter du capital humain, du capital financier et du capital social, ainsi que des facteurs sociodémographiques, et compare leur importance selon les genres. Troisièmement, à l’aide de modèles logit multinomiaux, cette étude explore la façon dont ces facteurs influencent l’accès à des EDH, EDF ou EPE pour les femmes et les hommes. On souligne alors les facteurs qui pourraient éventuellement expliquer les écarts de performances entre ces types d’entreprises. Enfin, les constats sont pertinents dans le contexte du rétablissement relatif à la pandémie de COVID-19. En effet, cette pandémie a entraîné des chocs faisant écho aux facteurs analysés dans la présente étude (p  ex. non-emploi et choc de revenu négatif majeur).

Le présent document est structuré de la manière suivante. La section suivante présente les données et les définitions. La troisième section compare les caractéristiques des entrants, des propriétaires d’entreprises déjà en activité et des non-propriétaires d’entreprises avant 2016. La quatrième section présente les résultats de l’analyse. La conclusion est présentée à la cinquième section.

2       Données et définitions

2.1       Données

Une description détaillée des données est fournie dans Grekou (2020). La présente étude repose sur la BDCDEE de Statistique Canada, qui fournit des renseignements sur les personnes, leur famille et les entreprises dont elles sont propriétaires ou qui les emploient. En particulier, elle contient des renseignements détaillés sur les travailleurs salariés et les propriétaires d’entreprises, comme l’âge, le genre, l’état matrimonial, le statut d’immigrant, le revenu provenant d’emplois salariés, le revenu provenant d’un travail autonome, les gains découlant de sociétés détenues, la situation d’activité ainsi que le revenu du conjoint ou de la conjointe et le nombre d’enfants par groupe d’âge. À ces données s’ajoutent des renseignements sur le secteur d’activité de leur milieu de travail.

La présente étude utilise la BDCDEE pour rassembler des renseignements sur l’accès à la propriété d’entreprise en 2016 ainsi que sur les entrants et les non-entrants à la propriété d’entreprise entre 2011 et 2015. Elle utilise également la Base de données longitudinales sur l’immigration, qui contient des renseignements depuis 1980.

Le ficher d’analyse se limite aux personnes âgées de 18 à 80 ans^Note . Les propriétaires d’entreprises dont l’activité d’entreprise est le secteur public sont supprimés^Note . Ces restrictions laissent une analyse portant sur 25 535 000 personnes.

2.2       Définition de l’accès à la propriété d’entreprise

La définition de l’accès à la propriété d’entreprise suit celle utilisée dans l’étude de Grekou et Liu (2018). C’est-à-dire que l’univers des propriétaires d’entreprises est limité aux personnes, figurant dans l’annexe 50 d’un formulaire de déclaration de revenus T2, dont l’activité générant le revenu le plus élevé (c.-à-d., leur activité principale) est la propriété d’une entreprise^Note . Les propriétaires d’entreprises de la présente étude désignent donc des propriétaires d’entreprises privées constituées en société dont ils détiennent au moins 10 % des actions et pour lesquels l’activité de propriété d’entreprise est l’activité principale. De plus, un entrant à la propriété d’entreprise (entrant) désigne une personne qui était propriétaire d’entreprise en 2016, mais pas en 2015.

Des clarifications importantes sont nécessaires. Tout d’abord, la présente étude traite uniquement de la situation d’activité principale. Les situations d’activité possibles dans la BDCDEE sont la propriété d’entreprise, le travail autonome (c.-à-d., des propriétaires d’entreprises non constituées en société), un emploi salarié (indiqué par un formulaire T4) et le non-emploi (la personne ne figurant dans aucune des trois autres catégories). Par conséquent, dans le cadre de la présente étude, les personnes possédant une entreprise constituée en société, mais dérivant la majeure partie de leur revenu d’un travail autonome ou d’un emploi salarié ne sont pas jugées être des propriétaires d’entreprises. Cela vise à cibler les véritables propriétaires d’entreprises, puisque la BDCDEE est une importante base de données administrative, ne se limitant pas aux propriétaires d’entreprises^Note . Cependant, cette restriction rend l’accès à la propriété d’entreprise plus limitée. Deuxièmement, dans la BDCDEE, les personnes peuvent devenir propriétaires d’entreprises en démarrant une nouvelle entreprise ou en acquérant des actions d’une entreprise existante^Note .

Cette étude explore en outre la question de savoir si l’importance des déterminants de l’accès varie en fonction du type de propriété de l’entreprise. Ce dernier correspond à la définition de Grekou, Li et Liu (2018). Pour l’essentiel, si le nombre d’actions détenues par des femmes (hommes) est supérieur ou égal à 51 %, l’entreprise est jugée être détenue par des femmes (hommes); si des femmes et des hommes détiennent 50 % des actions, l’entreprise est jugée être à participation égale.

Les variables utilisées dans la présente étude sont décrites en détail dans le tableau A.1 de l’annexe.

3       Statistiques descriptives

Des statistiques descriptives sont présentées au tableau 1 composé de trois volets expliquant les différences relatives à la propriété d’entreprise au sein de la population canadienne. Le premier volet présente les entrants en 2016 (c.-à-d., les personnes sur lesquelles porte la présente étude). Le deuxième volet présente les personnes qui étaient déjà propriétaires d’entreprises en 2015 (propriétaires d’entreprises déjà en activité). Le troisième volet présente les personnes qui n’étaient pas propriétaires d’entreprises en 2016. La distinction entre ces trois groupes est importante pour pouvoir procéder à des comparaisons appropriées lors de l’application de l’analyse de régression. Les totaux selon le genre sont présentés au tableau A.2 de l’annexe. Pour chaque variable du tableau 1, toutes les différences au sein des volets et entre eux sont statistiquement différentes, à l’exception de celles présentées au tableau A.3. Pour veiller à la concision de la discussion, cette section se concentre sur les entrants à la propriété d’entreprise.

En 2016, on comptait 207 000 entrants, 1 413 000 propriétaires d’entreprises déjà en activité et 23 915 000 non-propriétaires d’entreprises^Note . Les hommes étaient plus prédominants que les femmes au sein des entrants et des propriétaires d’entreprises déjà en activité, représentant plus de 60 % de ces catégories. Les femmes représentaient 53 % des non-propriétaires d’entreprises.



3.1       Caractéristiques sociales

Les entrants sont plus jeunes et la part des immigrants parmi eux est proportionnellement plus grande (environ un tiers) que pour les propriétaires d’entreprises déjà en activité et les non-propriétaires d’entreprises (environ un cinquième de chaque catégorie). Contrairement aux observations relatives aux non-propriétaires d’entreprises, les hommes entrants et ceux déjà en activité étaient légèrement plus susceptibles que les entrantes à être des immigrants. De plus, par rapport aux non-propriétaires d’entreprises, la part des récents immigrants était proportionnellement plus élevée parmi les entrants et inférieure pour les propriétaires d’entreprises déjà en activité.

Les entrants et les propriétaires d’entreprises déjà en activité étaient proportionnellement plus susceptibles d’être mariés ou en union libre que les non-propriétaires d’entreprises (plus de 70 % par rapport à environ 56 %). Les entrantes étaient plus susceptibles que leurs homologues masculins d’être mariées ou en union libre, alors que les proportions étaient similaires selon les genres pour les autres catégories. Pour toutes les catégories, les hommes étaient proportionnellement plus nombreux que les femmes à être célibataires.

Les proportions des personnes vivant en régions rurales étaient similaires pour toutes les catégories (dans une fourchette de 15 % à 19 %).

Bien que le niveau de scolarité ne soit pas disponible dans la BDCDEE, un indicateur peut être dérivé des formulaires fiscaux, afin de déterminer si une personne a suivi un programme d’études admissible à plein temps ou à temps partiel (voir le tableau A.1 pour obtenir de plus amples détails). La proportion des personnes ayant suivi de tels programmes d’études entre 2011 et 2015 était la plus élevée parmi les entrants (respectivement 18,2 % pour les hommes et 22,0 % pour les femmes). Parmi toutes les catégories, les femmes étaient les plus susceptibles d’avoir suivi de tels programmes d’études.

La prévalence de personnes ayant une incapacité était inférieure à 1 % parmi les entrants. La part des aidants était proportionnellement plus élevée parmi les propriétaires d’entreprises déjà en activité et les entrants. Pour toutes les catégories, la proportion des personnes qui étaient aidants était supérieure pour les hommes.

3.2       Revenus et capacité d’épargne

Les contraintes financières sont importantes pour la vie d’une entreprise (voir Evans et Jovanovic [1989]; Leung, Ostrovsky et Picot [2018] pour le Canada; et Buera, Kaboski Shin [2015] pour un examen approfondi). Myers et Majluf (1984) ont proposé une théorie financière hiérarchique, selon laquelle les fonds internes et personnels étaient le premier niveau de financement choisi par les propriétaires d’entreprises, suivi d’un financement par emprunt, puis par capitaux propres externes.

La BDCDEE permet d’examiner le revenu personnel et familial des individus ainsi que des indicateurs approximatifs de la capacité d’épargne, qui sont tous des contributeurs essentiels au premier niveau de financement. En moyenne, les propriétaires d’entreprises déjà en activité enregistraient le niveau le plus élevé de revenu personnel ou familial cumulé sur cinq ans, suivis des entrants. Le revenu personnel moyen des entrants, par exemple, était environ 1,7 fois plus élevé que celui de leurs homologues non propriétaires d’entreprises. Pour toutes les catégories, le revenu personnel cumulé des hommes dépassait celui des femmes; le revenu de ces dernières représentait environ 70 % de celui des hommes. Il est intéressant de noter que le revenu familial cumulé des femmes était supérieur à celui de leurs homologues masculins pour les entrants et les propriétaires d’entreprises déjà en activité, mais pas pour les non-propriétaires d’entreprises. Ce résultat a été décrit dans Grekou (2020).

Bien que l’épargne ne puisse pas être observée dans la BDCDEE, un indicateur approximatif de la capacité d’épargne peut être dérivé en examinant si les individus ont cotisé à un Régime de pension agréé ou à un Régime enregistré d’épargne-retraite. Les propriétaires d’entreprises étaient proportionnellement plus susceptibles d’accumuler une telle épargne que les non-propriétaires d’entreprises. Les propriétaires d’entreprises déjà en activité enregistraient les niveaux d’épargne les plus élevés, suivis des entrants (34 000 $ pour les hommes et 30 000 $ pour les femmes).

Le fait que les hommes semblent enregistrer une capacité d’épargne supérieure est important, puisque l’épargne représenterait probablement une part importante de l’investissement initial dans une entreprise. Paulson et Townsend (2004) ont par exemple montré qu’aux États-Unis et en Thaïlande, l’épargne provenant des familles et des amis représentait environ deux tiers de l’investissement initial dans de petites entreprises.

La proportion de la population ayant subi un choc de revenu négatif de 10 % (désignant une diminution d’au moins 10 % du revenu familial d’une année à l’autre entre 2011 et 2015) était substantiellement plus élevée chez les femmes pour toutes les catégories^Note . Les femmes étaient donc plus susceptibles que les hommes d’avoir subi un choc de revenu important.

3.3       Expérience sur le marché du travail

La BDCDEE fournit des renseignements détaillés sur la situation d’activité au cours des années précédant l’accès à la propriété d’entreprise. Dans le tableau 1, la situation d’activité en 2015 est répartie en catégories mutuellement exclusives : principalement propriétaires d’entreprises, principalement travailleurs autonomes, principalement employés salariés, non-emploi et manquant^Note . Reflétant les constats de Grekou et Liu (2018), les entrants tendaient à être principalement des employés (plus de 40 % des accédants) ou des travailleurs autonomes (légèrement plus d’un tiers des entrants) au cours de l’année précédant l’accès à la propriété d’entreprise. Il n’est pas surprenant de constater que les personnes qui étaient principalement des employés salariés l’année précédente représentaient la part la plus importante des non-propriétaires d’entreprises (environ 60 %).

Il est intéressant de noter que la vaste majorité des propriétaires d’entreprises déjà en activité (plus de 90 %) et des entrants (environ 80 %) possédaient de l’expérience dans plusieurs secteurs du niveau à deux chiffres du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN 2) entre 2011 et 2015. Ce résultat est proportionnellement plus élevé que celui observé pour les non-propriétaires d’entreprises (environ 50 %) et reflète l’étude de Lazear (2005), qui a établi que les personnes ayant de l’expérience dans au moins deux secteurs étaient plus susceptibles à accéder à la propriété d’entreprise. Pour toutes les catégories, les hommes présentaient une expérience plus diversifiée.

Si l’on étudie l’expérience sectorielle (c.-à-d., les regroupements du SCIAN 2), les personnes ayant de l’expérience dans le secteur des services étaient les plus prédominantes (49 % à 58 % pour les hommes, 66 % à 69 % pour les femmes), suivies par les personnes ayant une expérience combinée dans les secteurs des biens et services (23 % à 33 % pour les hommes, 10 % à 24 % pour les femmes)^Note . Il peut également être noté que, pour toutes les catégories, les hommes étaient proportionnellement plus susceptibles que les femmes d’avoir une expérience relative à la production de biens. Le ratio entre les hommes ayant de l’expérience dans les industries productrices de biens et leurs homologues féminines était de 1,71 pour les entrants (43 % par rapport à 25 %).

La répartition des entrants selon l’industriede l’entreprise dont ils sont propriétaires (graphique 1) montre une proportion supérieure d’entrants masculins pour tous les secteurs, à l’exception des soins de santé et de l’assistance sociale. Elle montre également que l’accès au secteur des services était plus courant (73 % pour les hommes et 78 % pour les femmes), mais que les hommes étaient proportionnellement plus susceptibles que les femmes d’accéder à des entreprises du secteur de la production de biens.

Ces constats reflètent la documentation, qui montre que les hommes sont plus susceptibles que les femmes  d’avoir une entreprise dans les secteurs de la production de biens (p  ex. Grekou, Li et Liu 2018) et que les hommes entrants étaient plus susceptibles que leurs homologues féminines d’avoir de l’expérience dans le secteur d’activité de l’entreprise dont ils étaient propriétaires (Grekou 2020). Ces constats reflètent également le fait que les femmes sont proportionnellement moins susceptibles que les hommes de suivre des études en sciences, technologie, génie et mathématiques, qui sont des champs associés au secteur de la production de biens (Frenette et Frank 2016).

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 Hommes et Femmes, calculées selon nombre d’entrants unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Hommes	Femmes
	nombre d’entrants
Secteur des services (SCIAN 2)
Autres services (sauf les administrations publiques) (81)	4 000	3 000
Hébergement et services de restauration (72)	5 000	3 000
Arts, spectacles et loisirs (71)	1 000	1 000
Soins de santé et assistance sociale (62)	4 000	5 000
Services d’enseignement (61)	1 000	1 000
Services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets (56)	4 000	2 000
Gestion de sociétés et d’entreprises (55)	400	300
Services professionnels, scientifiques et techniques (54)	17 000	11 000
Services immobiliers et services de location et de location à bail (53)	6 000	5 000
Finance et assurances (52)	4 000	3 000
Industrie de l’information et industrie culturelle (51)	1 000	1 000
Transport et entreposage (48-49)	8 000	2 000
Commerce de détail (44-45)	7 000	4 000
Commerce de gros (41)	3 000	2 000
Secteur de la production de biens (SCIAN 2)
Fabrication (31 à 33)	3 000	2 000
Construction (23)	15 000	6 000
Extraction minière, exploitation en carrière, et extraction de pétrole et de gaz (21) et Services publics (22)	1 000	1 000
Agriculture, foresterie, pêche et chasse (11)	5 000	3 000
Note : SCIAN 2 : code de secteur à deux chiffres du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord. Les codes SCIAN 2 figurent entre parenthèses après les noms des secteurs. Le secteur SCIAN 91 et les entreprises publiques selon le Registre des entreprises ont été retirés. Les totaux peuvent différer, du fait de l’arrondissement au multiple de 1000 le plus proche. La répartition lorsque le secteur manque (données non présentées) est 41 000 pour les hommes et 25 000 pour les femmes (66 000 au total). Source : Statistique Canada, calculs des auteurs à partir de données de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés de 2016.

3.4       Caractéristiques familiales et situation d’activité des conjoints

Pour tous les volets du tableau 1, la proportion des femmes ayant des enfants était supérieure à celle des hommes; ces proportions étaient similaires pour toutes les catégories.

Une part inférieure d’entrants avait des conjoints propriétaires d’entreprises, même si la proportion des femmes était supérieure (23,6 %, par rapport à 10,3 % pour les hommes). Par comparaison, moins de 4 % des non-propriétaires d’entreprises avaient des conjoints propriétaires d’entreprises.

La proportion des entrantes (entrants) ayant des conjoints principalement travailleurs autonomes était proportionnellement trois (deux) fois supérieure à celles des propriétaires d’entreprises déjà en activité ou des non-propriétaires d’entreprises.

Pour toutes les catégories, les conjointes d’hommes étaient des employées salariées dans environ un tiers des cas. Cette proportion était inférieure pour les femmes propriétaires d’entreprises (12,5 % pour les propriétaires d’entreprises déjà en activité et 24,9 % pour les entrantes).

3.5       Type d’entreprise

Il est important de tenir compte de la structure de propriété d’une entreprise (c.-à-d., entreprise détenue par des hommes, par des femmes ou à participation égale), puisque la littérature a relevé des différences dans les indicateurs, tels que le nombre d’entreprises, de ventes et d’emplois (p  ex. Fairlie et Robb 2009; Rosa et Sylla 2016; Grekou, Li et Liu 2018).

Les proportions d’hommes étaient similaires parmi les entrants et les propriétaires d’entreprises déjà en activité et se concentraient dans des EDH. Les femmes enregistraient une répartition plus équilibrée. Néanmoins, la proportion des EDF était supérieure pour les entrants que pour les propriétaires d’entreprises déjà en activité (44,2 % par rapport à 39,6 %), alors que c’était l’inverse pour la proportion des EDH (23,1 % par rapport à 25.9 %) et des EPE (32,7 % par rapport à 34,4 %). Ces variations du type de propriété correspondent à plusieurs dynamiques d’entreprises concurrentielles (p  ex. les entreprises peu performantes changeant de propriétaire ou les entreprises performantes fusionnant avec d’autres). De plus amples recherches sont nécessaires pour comprendre ces tendances.

4       Résultats analytiques

Cette section analyse des facteurs favorisant ou empêchant l’accès à la propriété d’entreprise. La stratégie de régression se fie à des variantes de modèles logit effectuant la régression d’une variable fictive indiquant l’accès à la propriété d’entreprise par rapport à un ensemble de variables fictives provinciales ainsi que les caractéristiques individuelles et familiales décrites dans la section 3. Ces régressions corrigent l’hétéroscédasticité et les résidus de regroupement au niveau de la subdivision de recensement de la résidence des personnes. Cette spécification vise à capturer la corrélation au sein d’un groupe (p. ex. chocs sur le marché du travail local) ne pouvant pas être observée dans les données^Note .

Deux ensembles de régressions sont estimés. Dans le premier ensemble, les régressions (logit) sont appliquées, quel que soit le type de propriété des entreprises (EDH, EDF ou EPE). Dans le deuxième ensemble, les régressions (logit multinomiales) sont appliquées afin de déterminer si des facteurs favorisent l’accès à un type de propriété ou un autre. Pour les deux ensembles, les régressions sont également appliquées selon le genre de l’accédant. L’analyse est limitée aux entrants et aux non-propriétaires d’entreprises de la section 3.

Les tableaux montrent des effets marginaux moyens et, par conséquent, représentent des variations de la probabilité. Pour des variables continues, un coefficient positif (négatif) de   signifie qu’une variation d’une unité de la variable indépendante entraîne une augmentation (diminution) de  point de pourcentage de la probabilité de devenir propriétaire d’entreprise. Pour des variables de facteur,  est la variation de la probabilité par rapport au niveau de base. Les résultats n’établissent pas de causalité et devraient être interprétés comme des corrélations conditionnelles.

4.1       Accès à la propriété d’entreprise

Les effets sur l’accès à la propriété d’entreprise sont présentés pour toutes les observations (tableau 2, volet 1), pour les hommes uniquement (tableau 2, volet 2) et pour les femmes uniquement (tableau 2, volet 3).

Les femmes et les hommes ont été influencés par pratiquement les mêmes variables. Toutefois, les femmes sont moins susceptibles que les hommes d’accéder à la propriété d’entreprise.

Cette étude a révélé que les femmes et les hommes étaient influencés par pratiquement les mêmes variables. Par conséquent, les signes des variables ont été les mêmes pour tous les genres. Cependant, les femmes étaient 0,54 pp moins susceptibles que les hommes d’accéder à la propriété d’entreprise (tableau 2, volet 1). Même si ce nombre semble peu élevé, il doit être comparé aux probabilités d’accéder à la propriété d’entreprise. Plus précisément, les probabilités estimées d’accès (c.-à-d., les marges, non présentées dans le tableau 2) étaient de 0,61 % pour les femmes et de 1,15 % pour les hommes; ce qui représente un ratio de 53 % (0,61/1,15). Cela suggère que les femmes sont environ deux fois moins susceptibles que les hommes d’accéder à la propriété d’entreprise. Ce résultat correspond à la littérature, qui souligne un taux de participation plus faible pour les femmes au Canada et dans les pays de l’Organisation de coopération et de développement économiques (Parker et Martin 2004; Baumann et Brändle 2012; Klyver, Nielsen et Evald 2013).

Pour comprendre les différences qui existent entre les femmes et les hommes, un test a été mené pour chaque variable d’intérêt (tableau 2, volet 4). Plus précisément, l’effet marginal d’être une femme a été calculé pour une valeur représentative (p  ex. âge moyen, mariée ou en union libre, vivant dans une région rurale ou gagner un revenu correspondant au quintile supérieur), en maintenant toutes les autres caractéristiques constantes. Les résultats ont indiqué une différence significative en faveur des hommes pour toutes les variables.

En matière de revenu, la probabilité d’accéder à la propriété d’entreprise pour une femme dont le revenu familial se trouvait dans le quintile supérieur était 0,79 pp inférieure à celle d’un homme gagnant un revenu similaire. Il est intéressant de souligner que l’écart entre les genres en matière d’accès à la propriété d’entreprise augmente avec le revenu (-0,41 pp pour le quintile inférieur à -0,79 pp pour le quintile supérieur). Les femmes ayant de l’expérience dans le secteur de la production de biens étaient environ 0,61 pp moins susceptibles que leurs homologues masculins d’accéder à la propriété d’entreprise. Examiner les marges (chiffres non présentés) révèle que les femmes ayant de l’expérience dans la production de biens étaient environ deux fois moins susceptibles que leurs homologues masculins d’accéder à la propriété d’entreprise. De plus, même si les entrantes étaient proportionnellement plus susceptibles d’avoir des conjoints propriétaires d’entreprise (tableau 1, activité principale des conjoints), la probabilité d’accès pour les femmes dont les conjoints étaient propriétaires d’entreprises était 2,34 pp inférieure à celle des hommes dont les conjointes étaient propriétaires d’entreprises. De la même façon, la probabilité d’accès à la propriété pour les femmes dont les conjoints étaient travailleurs autonomes était 0,77 pp inférieure à celle des hommes dont les conjointes étaient travailleuses autonomes.

Pour faciliter la discussion, les autres facteurs sont répartis par groupes, pour correspondre à une théorie fondée sur les ressources (p  ex. Davidsson et Honig 2003). Ces regroupements sont les facteurs sociodémographiques, les facteurs de capital social (familial), les facteurs de capital financier et les facteurs de capital humain.

Caractéristiques sociodémographiques

L’âge a un effet positif sur l’accès à la propriété d’entreprise, mais à un taux décroissant. Comme Shinnar et Young (2008) l’ont expliqué, l’âge peut être associé à l’acquisition de compétences et de capital au fil des années et au fait que les personnes plus jeunes sont moins susceptibles de disposer des capacités financières nécessaires.

Être récent immigrant est associé positivement à l’accès à la propriété d’entreprise (0,44 pp); ce qui signifie que les immigrants récents sont plus susceptibles d’accéder à la propriété d’entreprise que les personnes nées au Canada. Cela reflète la littérature, qui montre que les immigrants au Canada sont susceptibles de devenir propriétaires d’entreprises. Green et al. (2016) montrent, par exemple, que tous les parcours de catégories de sélection participent à la propriété d’entreprise. En 2010, 12 % des propriétaires d’entreprises immigrants ont immigré au Canada dans le cadre de la catégorie gens d’affaires, par rapport à 43 % pour la catégorie économique (travailleurs qualifiés et candidats provinciaux) et 40 % pour les catégories de regroupement familial et de réfugiés. Pour de futures recherches, il serait intéressant de déterminer si cela est le résultat de traits de personnalité (p  ex. tolérance au risque supérieure à celles des personnes nées au Canada, du fait du processus de sélection) ou de la nécessité (p  ex. accès à la propriété d’entreprise du fait d’une impossibilité d’intégrer le marché du travail).

Les personnes ayant des incapacités (-0,36 pp) et les personnes vivant dans des régions rurales (-0,05 pp) étaient moins susceptibles de devenir propriétaires d’entreprises. Toutefois, il convient de souligner que les formes d’entreprises autres que les entreprises constituées en société peuvent être plus adaptées aux membres de ces groupes. Les exploitations agricoles, par exemple, sont plus susceptibles d’être des entreprises non constituées en société ou de faire partie d’un réseau de coopératives plutôt que d’avoir été constituées en société. Une analyse plus poussée de ces groupes est, par conséquent, nécessaire.



Facteurs de capital social (familial)

Être aidant (0,06 pp) augmentait la probabilité d’accès à la propriété d’entreprise; ce qui montre que l’adversité peut inciter les personnes à accéder à la propriété d’entreprise.

Conformément à Chlosta, Patzelt et Klein (2012), il a été relevé que des caractéristiques de la famille et du ménage jouent également un rôle dans l’accès à la propriété d’entreprise. Tout d’abord, les personnes veuves, divorcées ou séparées étaient plus susceptibles de devenir propriétaires d’entreprises que les célibataires (0,46 pp). Cela fait écho à la notion qu’un choc en matière de bien-être financier et mental peut inciter une personne à accéder à la propriété d’entreprise^Note . Cela reflète également l’étude d’Ozcan (2011), montrant que ce groupe différait des célibataires. Ensuite, avoir de jeunes enfants âgés de 7 ans ou moins plutôt que d’être célibataires poussait également les personnes vers la propriété d’entreprise (0,12 pp). Cela correspond aux constats de Jeon et Ostrovsky (2016), qui ont signalé que de jeunes mères étaient plus susceptibles à passer à un travail autonome en recherchant un meilleur équilibre travail-vie personnelle. Ces résultats s’appliquent aux hommes et aux femmes. Il est intéressant de noter qu’avoir des enfants âgés de 7 ans à 16 ans avait l’effet inverse sur l’accès à la propriété d’entreprise pour les hommes.

Avoir un conjoint qui était principalement propriétaire d’entreprise ou travailleur autonome était associé à l’effet le plus important sur la propension d’accéder à la propriété d’entreprise en général (3,38 pp) et pour les deux genres (2,21 pp pour les hommes et 1,08 pp pour les femmes). Par conséquent, pour les deux genres, un conjoint entrepreneur joue un rôle important dans la probabilité de devenir propriétaire d’entreprise. Cela reflète une théorie selon laquelle un accédant rejoint l’entreprise de façon opportune, car cela est rentable. Un tel résultat fait écho à Lin, Picot et Compton (2000), qui ont fait un constat similaire pour l’accès au travail autonome. Les auteurs expliquent leurs conclusions à l’aide d’une théorie sur l’entreprise familiale, selon laquelle une activité entrepreneuriale dirigée par un conjoint attirerait souvent l’autre conjoint. De plus amples recherches pour comprendre de tels mécanismes seraient bénéfiques à l’élaboration de politiques. Par exemple, si l’exposition à des activités d’entreprise ou au mode de vie entrepreneurial suscite l’accès à la propriété d’entreprise, accroître l’exposition de non-entrepreneurs à de telles activités et promouvoir des entrepreneurs existants (par exemple des femmes) pourrait encourager l’entrepreneuriat.

Facteurs de capital financier

Comme la section 3 le présente, les ressources financières jouent un rôle important dans la décision d’une personne d’entreprendre des activités entrepreneuriales. Il a été, en particulier, constaté que l’association positive du revenu par rapport au quintile le plus bas augmentait avec le niveau de revenu : l’effet marginal était 0,01 pp et n’était pas significatif au deuxième quintile, mais était 0,65 pp et hautement significatif au quintile le plus élevé. Ainsi, non seulement les coefficients devenaient significatifs aux quintiles supérieurs, mais leurs valeurs augmentaient également. Cela suggère un effet positif du revenu sur l’accès à la propriété d’entreprise pour les projets associés à une opportunité nécessitant généralement des niveaux de revenu supérieurs à certains seuils. Ces seuils doivent être suffisants pour permettre de faire face aux investissements et coûts initiaux.

Perdre au moins 10 % du revenu au cours d’une année entre 2011 et 2015 (0,18 pp) augmentait la probabilité d’accès à la propriété d’entreprise; ce qui montre que l’adversité et des chocs de revenu peuvent inciter des personnes à accéder à la propriété d’entreprise par nécessité.

Facteurs de capital humain

Ces facteurs comprennent le fait de suivre des programmes d’étude et d’acquérir une expérience sur le marché du travail. Avoir suivi des programmes d’études admissibles à plein temps ou à temps partiel entre 2011 et 2015 avait un effet positif sur l’accès à la propriété d’entreprise (0,14 pp). Même s’il n’a pas été possible de déterminer le programme suivi et s’il était lié aux activités de l’entreprise dont la personne était propriétaire, ce résultat soutient la notion que la préparation et l’accumulation de capital humain agiraient comme motivation pour accéder à la propriété d’entreprise (Shinnar et Young 2008).

Les personnes principalement travailleurs autonomes en 2015 étaient plus susceptibles de devenir propriétaires d’entreprises que les employés salariés (2,16 pp). Van der Zwan, Verheul et Thurik (2012) ainsi que Figueiredo et Brochado (2015) ont également constaté que les travailleurs autonomes étaient plus susceptibles d’entreprendre des activités entrepreneuriales. Le travail autonome pourrait en effet être une étape préparatoire vers la constitution en société pour de nombreuses personnes. De plus, les personnes de la catégorie de non-emploi étaient plus susceptibles à devenir propriétaires d’entreprises que les employés salariés (0,28 pp); ce qui suggère que l’absence d’emploi a incité les personnes à accéder à la propriété d’entreprise^Note .

Comme le montre Lazear (2005), avoir de l’expérience dans divers secteurs avait un effet positif sur la probabilité de devenir propriétaire d’entreprise (0,1 pp). Il est intéressant de noter qu’avoir de l’expérience dans le secteur de la production de biens était un facteur significatif pour les femmes, mais pas pour les hommes. Toutefois, comme nous l’avons exposé auparavant, les femmes possédant une telle expérience étaient moins susceptibles que leurs homologues masculins d’accéder à la propriété d’entreprise.

4.2       Accès à la propriété d’entreprise selon le type d’entreprise

Alors que la précédente sous-section analysait l’accès à la propriété d’entreprise en général, la présente sous-section explore cet accès selon le type d’entreprise. Les résultats sont présentés selon le genre (tableau 3 pour les hommes, tableau 4 pour les femmes) et ne peuvent donc pas être comparés directement^Note . Ces résultats permettent d’examiner les facteurs qui attirent les hommes et les femmes vers des EDH, des EDF et des EPE.

Dans chaque tableau, les effets marginaux découlant des régressions logistiques multinomiales indiquent la propension à accéder à des EDH (volet 1), à des EDF (volet 2) ou à des EPE (volet 3) par rapport au non-accès. Les effets marginaux ne pouvant pas être comparés directement les uns aux autres, l’importance des tests est également indiquée. Pour déterminer si des facteurs favorisent un type d’entreprise ou un autre, les trois dernières colonnes des tableaux 3 et 4 indiquent les seuils de signification du test et si la différence entre les EDH et EDF, entre les EDH et EPE et entre les EDF et EPE était significativement différente de zéro.



Les facteurs sociodémographiques tendaient à attirer les hommes vers des EDH et les femmes vers des EDF. Cependant, vivre dans des régions rurales et avoir une incapacité (pour les deux genres) ainsi que d’être récentes immigrantes (pour les femmes) attirait les personnes vers des EPE.

L’âge et le statut d’immigrant tendaient à attirer les entrants vers des EDH et les entrantes vers des EDF. Cependant, être récentes immigrantes semblait attirer les femmes vers des EPE et des EDF (tableau 4).

Vivre dans des régions rurales tendait à pousser les entrants relativement plus vers des EPE (et significativement pas vers des EDH, tableau 3) et les entrantes relativement plus vers des EDH ou des EPE (et significativement pas vers des EDF, tableau 4); ce qui suggère que la ruralité favorise l’accès à des EPE. Cela reflète l’établissement d’entreprises familiales en région rurale.

Même si avoir une incapacité tendait à dissuader les personnes d’accéder à la propriété d’entreprise (tableau 2), cela poussait les entrants relativement plus vers des EDF ou des EPE et les entrantes relativement plus vers des EDH. Ce résultat reflète le constat que les personnes ayant des incapacités accèdent à la propriété d’entreprise avec leur conjoint ou conjointe. De plus amples analyses sont nécessaires pour démêler ces tendances.

Les facteurs de capital social tendaient à attirer les femmes et les hommes vers des EPE et des entreprises détenues par leur propre genre.

Être aidant était associé à l’accès à des EDH pour les hommes et à des EDF pour les femmes. De la même manière, les hommes de tout état matrimonial étaient attirés vers des EDH. Même si les femmes mariées ou en union libre étaient attirées vers des EDF, les femmes veuves, divorcées ou séparées étaient attirées vers des EPE (tableau 4).

Les entrantes ayant de jeunes enfants tendaient à accéder à des EDF ou à des EPE, alors que leurs homologues masculins tendaient à accéder à des EDH ou à des EPE. Cela souligne la dynamique particulière des personnes entrantes ayant de jeunes enfants cherchant un meilleur équilibre travail-vie personnelle en établissant une entreprise par eux-mêmes ou avec leur conjoint ou conjointe^Note . Les entrants ayant des enfants d’autres âges ne présentaient pas de tendances claires (hommes, tableau 3) ou qui n’étaient pas significativement différentes de celles des non-entrantes (femmes, tableau 4). Ces résultats révèlent que, quelle que soit l’activité principale du conjoint, avoir un conjoint tendait à attirer les entrants relativement plus vers des EPE, à l’exception du cas où le conjoint était propriétaire d’entreprise, auquel cas les entrants étaient attirés vers des EDH (pour les hommes) ou vers des EPE et des EDF (pour les femmes). Ces résultats s’ajoutent à la documentation soulignant l’importance d’un conjoint dans la décision d’une personne d’accéder à la propriété d’entreprise (Ozcan 2011; Chlosta, Patzelt et Klein 2012) et servent de base à de plus amples analyses. Il serait, par exemple, important de déterminer si les femmes sont plus susceptibles de figurer comme propriétaires d’entreprises (en minorité) à des fins fiscales que les hommes; ce qui pourrait expliquer pourquoi les hommes ayant des conjointes étant également des propriétaires d’entreprises étaient attirés vers des EDH.



Les facteurs de capital financier attiraient des hommes vers des EDH (tous les facteurs). Les femmes tendaient à accéder à des EDF après un choc de revenu ou si elles figuraient au bas de la répartition des revenus. À des niveaux de revenu supérieurs, les femmes tendaient à accéder à des EDF ou à des EDH.

Les hommes tendaient à accéder à des EDH relativement plus que tout autre type d’entreprise à tout niveau de revenu familial cumulé. Les femmes tendaient à accéder à des EDF significativement plus si elles figuraient dans le quintile le plus faible de la répartition des revenus familiaux, mais tendaient à accéder à des EDH et à EDF relativement plus à des niveaux supérieurs. En d’autres termes, les EDF tendaient à attirer des femmes figurant du bas de la répartition des revenus, uniquement quelques femmes figurant plus haut dans la répartition des revenus et, en termes relatifs, peu d’hommes. Cette tendance de correspondance peut être importante et devrait être prise en compte lors de l’analyse des écarts de performances entre les types d’entreprises.

Globalement, avoir subi un choc de revenu négatif de 10 % était associé à un accès à une entreprise dont le genre de la propriété correspondait au genre des entrants.

Les facteurs de capital humain attiraient les entrants vers des entreprises dont le genre de la propriété correspondait au genre des entrants. Toutefois, de l’expérience dans le secteur de la production de biens attirait les femmes vers des EDH.

Suivre des programmes d’études admissibles, être travailleur autonome en 2015 ou posséder de l’expérience dans plusieurs secteurs tendait à attirer les entrants vers des EDH et les entrantes vers des EDF.

Avoir de l’expérience dans le secteur de la production de biens tendait à attirer les femmes vers des EDH^Note . Il est important de noter que cela n’était pas un facteur significatif pour leurs homologues masculins pour rejoindre une EDH, mais que cela était clairement un facteur significatif pour eux de rejoindre une EDF. Ces résultats ont certainement été motivés par les nombres relativement faibles d’EDF en activité dans le secteur de la production de biens, mais ils peuvent néanmoins révéler des difficultés d’établir des EDF dans ce secteur et également contribuer à expliquer les écarts de performances.

5       Conclusion

La présente étude a fourni une discussion sur les déterminants de l’accès à la propriété d’entreprise à l’aide d’une base de données couplant les employeurs et les employés au Canada : la Base de données canadienne sur la dynamique entre les employeurs et les employés (BDCDEE). Les propriétaires d’entreprises ont été définis comme des propriétaires d’entreprises privées constituées en société dont ils détiennent au moins 10 % des actions et dont l’activité de propriété d’entreprise était l’activité principale. De plus, un entrant à la propriété d’entreprise (entrant) désignait une personne qui était propriétaire d’entreprise en 2016, mais pas en 2015.

En 2016, les entrants représentaient moins de 1 % des déclarants de données fiscales au Canada âgés de 18 ans à 80 ans. On comptait 207 000 entrants par rapport à 1 413 000 personnes déjà propriétaires d’entreprises (propriétaires d’entreprises déjà en activité) et 23 915 000 non-propriétaires d’entreprises. Les hommes représentaient plus de 60 % des entrants et des propriétaires d’entreprises déjà en activité, alors que les femmes représentaient 53 % des non-propriétaires d’entreprises.

Les statistiques descriptives suggèrent que l’expérience du marché du travail des entrants différait de celle des non-propriétaires d’entreprises. Les entrants étaient plus susceptibles que les non-propriétaires d’entreprises d’avoir de l’expérience dans plusieurs industries pour la période de 2011 à 2015 (80 % par rapport à 50 %), d’être propriétaires d’une entreprise non constituée en société en 2015 et d’avoir un conjoint ou une conjointe propriétaire d’entreprise (constituée ou non en société) en 2015. De plus, les entrants étaient plus susceptibles que les non-propriétaires d’entreprises d’être immigrants et d’avoir des enfants de moins de 7 ans. Ils avaient accumulé un revenu familial supérieur à celui des non-propriétaires d’entreprises pour la période de 2011 à 2015.

Les entrantes étaient plus susceptibles que leurs homologues masculins d’avoir subi un choc de revenu négatif majeur (d’au moins 10 %) au cours de la période de 2011 à 2015 et de faire partie de la catégorie de non-emploi en 2015. Cependant, elles étaient moins susceptibles d’avoir de l’expérience dans le secteur de la production de biens. Elles enregistraient un revenu personnel cumulé inférieur au cours de la période de 2011 à 2015, mais un revenu familial cumulé supérieur; ce qui peut s’expliquer par le fait que les femmes étaient relativement plus susceptibles à être mariées ou en union libre que leurs homologues masculins. Les entrants se concentraient dans des EDH, alors que la répartition des entrantes était plus équilibrée.

L’analyse des modèles logit et logit multinomial a montré que les femmes et les hommes étaient influencés par pratiquement les mêmes facteurs. Toutefois, les femmes étaient environ deux fois moins susceptibles que les hommes d’accéder à la propriété d’entreprise. Malgré des similarités dans le signe des effets marginaux, des différences statistiquement significatives entre les genres ont été relevées pour tous les facteurs et ont signalé que les hommes tendaient à être proportionnellement plus nombreux que les femmes à accéder à la propriété d’entreprise. Par exemple, les femmes ayant de l’expérience dans le secteur de la production de biens étaient deux fois moins susceptibles que leurs homologues masculins d’accéder à la propriété d’entreprise. De plus, même si les entrantes étaient proportionnellement plus susceptibles à avoir des conjoints propriétaires d’entreprise, la probabilité d’accès pour des femmes dont les conjoints étaient propriétaires d’entreprise était 2,34 pp inférieure à celle des hommes dont les conjointes étaient propriétaires d’entreprise.

Le rôle important des conjoints dans la décision d’une personne d’accéder à la propriété d’entreprise a été évalué. Avoir un conjoint ou une conjointe propriétaire d’entreprise en 2015 était l’effet marginal le plus élevé dans la probabilité d’accéder à la propriété d’entreprise (3,4 pp par rapport à l’absence de conjoint).

Les résultats de l’analyse fondée sur une régression sont pertinents dans le contexte du rétablissement relatif à la pandémie de COVID-19. En effet, la crise de la COVID-19 a entraîné des chocs faisant écho aux facteurs analysés dans la présente étude. Les personnes de la catégorie de non-emploi, par exemple, étaient plus portées à accéder à la propriété d’entreprise que les employés salariés. De la même façon, avoir subi un choc de revenu négatif majeur, être aidant, être immigrant récent et être veuf, divorcé ou séparé tendaient à pousser les personnes vers la propriété d’entreprise. Il est intéressant de noter que ces facteurs tendaient à attirer les hommes vers des entreprises détenues par des hommes (EDH) et les femmes vers des entreprises détenues par des femmes (EDF) et à participation égale (EPE). Avoir de jeunes enfants tendait à attirer les hommes vers des EDH et des EPE et les femmes vers des EDF et des EPE. Néanmoins, avoir une incapacité ou vivre dans une région rurale semblait décourager les personnes d’accéder à la propriété d’entreprise. Le revenu familial et l’expérience dans le secteur de la production de biens attiraient les femmes vers des EDF et des EPE, alors qu’avoir un conjoint ou une conjointe tendait à attirer les deux genres vers des EPE, quelle que soit la situation d’activité du conjoint ou de la conjointe (à l’exception des hommes, qui tendaient à accéder à des EDH lorsque leurs conjointes étaient propriétaires d’entreprise).

Ces constats constituent la base de recherches futures plus poussées. Ils peuvent, par exemple, contribuer au débat sur le rôle de causalité des facteurs poussant (c.-à-d., relatifs à la nécessité) et attirant (c.-à-d., relatifs à l’opportunité) vers la propriété d’entreprise pour expliquer les écarts de performance observés entre les EDH, EDF et EPE. En particulier, le fait que des facteurs, comme un choc de revenu ou figurer au bas de la répartition des revenus, poussent les femmes vers des EDF, alors que les femmes gagnant un revenu familial supérieur et ayant de l’expérience dans le secteur de la production de biens sont attirées vers des EDH ou des EPE, pourrait contribuer aux écarts de performances. Une analyse plus poussée à ce sujet est, par conséquent, nécessaire et ajouterait aux données, comme Amit et Muller (1995), qui ont relevé que les entreprises canadiennes motivées par des facteurs relatifs à la nécessité réussissaient moins bien financièrement.

Enfin, cette analyse a également souligné des domaines importants où des lacunes de connaissances subsistent. Les dynamiques relatives aux régions rurales et aux personnes ayant des incapacités n’ont pas été entièrement évaluées. De plus, la diversité ethnoculturelle de la population canadienne (qui comprend des peuples autochtones et des minorités visibles) n’a pas pu être explorée avec les données actuelles. Combler ces lacunes améliorerait certainement la compréhension des spécificités de ces groupes et fournirait des données pour soutenir l’élaboration de politiques.

Annexe

  

Références

Amit, R. et E. Muller. 1995. « Push’ and ’Pull’ Entrepreneurship. » Journal of Small Business & Entrepreneurship 12 (4) : 64 à 80.

Baldwin, J.R. et L. Rispoli. 2010. Tendances de la productivité des entreprises non constituées en société dans l’économie canadienne, 1987 à 2005 La revue canadienne de productivité, n° 028. Produit n° 15-206-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Baldwin, J.R., D. Leung et L. Rispoli. 2011. Productivité du travail des entreprises individuelles et des sociétés de personnes non constituées : incidence sur l’écart de productivité entre le Canada et les États-Unis. Série de documents de recherche sur l’analyse économique, n° 071. Produit n° 11F0027M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Baumann, F. et T. Brändle. 2012. « Self-employment, Educational Attainment and Employment Protection Legislation. » Labour Economics 19 (6) : 846 à 859.

Buera, F.J., J.P. Kaboski et Y. Shin. 2015. « Entrepreneurship and Financial Frictions: A Macrodevelopment Perspective. » Annual Review of Economics, Annual Reviews 7 (1) : 409 à 436.

Brush, C.G. 1992. « Research on Women Business Owners: Past Trends, a New Perspective and Future Directions. » Entrepreneurship Theory and Practice 16(4) : 5 à 30.

Chlosta, S., H. Patzelt et S.B. Klein. 2012. « Parental role models and the decision to become self-employed: The moderating effect of personality. » Small Business Economics 38 : 121 à 138.

Conway, P., V. Janod et G. Nicoletti. 2005. Product Market Regulation in OECD Countries: 1998 to 2003. Documents de travail du Département des Affaires économiques de l’OCDE, no 419. Paris : Éditions OCDE.

Davidsson, P. et B. Honig. 2003. « The role of social and human capital among nascent entrepreneurs. » Journal of Business Venturing 18 (3) : 301 à 331.

De Groot, T. 2001. Challenges Faced by Women in Industrial Development Section. Women Entrepreneurs in Africa: Experience from Selected Countries, Section III. Genève : United Nations Publications.

Evans, D. et B. Jovanovic. 1989. « An estimated model of entrepreneurial choice under liquidity constraints. » Journal of Political Economy 97 (4) : 808 à 827.

Fairlie, R. et A. Robb. 2009. « Gender differences in business performance: evidence from the Characteristics of Business Owners Survey. » Small Business Economics 33 (4) : 375 à 395.

Figueiredo, V. et A. Brochado. 2015. « Assessing the main determinants of entrepreneurship in Portugal. » Tourism & Management Studies. 11 : 182 à 190.

Frenette, M. et K. Frank. 2016. Gains des diplômés postsecondaires selon le domaine d’études détaillé. Aperçus économiques, no 056. Produit n° 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Goyal, P. et V. Yadav. 2014. « To be or not to be a woman entrepreneur in a developing country? » Psychosociological Issues in Human Resource Management 2 (2) : 68 à 78.

Green, D., H. Liu, Y. Ostrovsky et G. Picot. 2016. Immigration, propriété d’entreprises et emploi au Canada. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 375. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Grekou, D., J. Li et H. Liu. 2018. Entreprises détenues par des femmes au Canada, de 2005 à 2013. Aperçus économiques, no 083. Produit n° 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Grekou, D. et H. Liu. 2018. Entrée et sortie des travailleurs autonomes et des propriétaires d’entreprise au Canada. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 407. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Grekou, D. 2020. Expérience du marché du travail, diversité du genre et prospérité des entreprises appartenant à des femmes. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 447. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Hakim, C. 1989. « New recruits to self-employment in the 1980’s.” Employment Gazette, 97 : 286 à 297.

Hebert, C. À paraître. Gender Stereotypes and Entrepreneur Financing. Document de travail. Disponible au lien suivant : https://ssrn.com/abstract=3318245.

Industrie Canada. 2015. Petites et moyennes entreprises détenues majoritairement par des femmes. Éditions spéciales : Principales statistiques relatives aux petites entreprises, mai 2015. Ottawa : Industrie Canada.

Jeon, S.H. et Y. Ostrovsky. 2016. Concilier les responsabilités familiales et professionnelles : transition vers le travail autonome parmi les nouvelles mères. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 385. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Kim, P., H. Aldrich et L. Keister. 2006. « Access (Not) Denied: The Impact of Financial, Human, and Cultural Capital on Entrepreneurial Entry in the United States. » Small Business Economics 27 : 5 à 22.

Kirkwood, J. 2009. « Motivational factors in a push‐pull theory of entrepreneurship. » Gender in Management 24 (5) : 346 à 364.

Klyver, K., S. Nielsen et M. Evald. 2013. « Women’s self-employment: an act of institutional (dis) integration? A multilevel, cross-country study. » Journal of Business Venturing 28 (4) : 474 à 488.

Lazear, E.P. 2005. « Entrepreneurship. » Journal of Labor Economics 23 : 649 à 680.

Levine, R. et Y. Rubinstein. 2017. « Smart and illicit: Who becomes an entrepreneur and do they earn more? » Quarterly Journal of Economics 132 (2) : 963 à 1018.

Leung, D., Y. Ostrovsky et G. Picot. 2018. Le financement des entreprises appartenant à des immigrants au Canada. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 404. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Lin, Z., G. Picot et J. Compton. 2000. Dynamique de la création et de la disparition d’emplois autonomes au Canada. Direction des études analytiques : série de documents de recherche, no 134. Produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Myers, S. et N. Majluf. 1984. « Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have. » Journal of Financial Economics 13 : 187 à 221.

Ozcan, B. 2011. « Only the lonely? The influence of spouse on the transition to self-employment. » Small Business Economics 37 (4) : 465 à 492.

Parker, S. et R. Martin. 2004. « Explaining International Variations in Self-Employment: Evidence from Panel OECD countries. » Southern Economic Journal, 71 : 287 à 301.

Paulson, A.L. et R.M. Townsend. 2004. « Entrepreneurship and financial constraints in Thailand. » Journal of Corporate Finance, 10 (2) : 229 à 262.

Rosa, J. et D. Sylla. 2016. Comparaison du rendement des petites et moyennes entreprises détenues majoritairement par des femmes et de celles détenues majoritairement par des hommes. Centre des projets spéciaux sur les entreprises. Ottawa : Industrie Canada.

Shinnar, S.R. et C.A. Young. 2008. « Hispanic Immigrant Entrepreneurs in Las Vegas Metropolitan Area: Motivations for Entry into and Outcomes of Self Employment. » Journal of Small Business direction, 46 (2) : 242 à 262.

Van Der Zwan, P., I. Verheul et A. Thurik. 2012. « The entrepreneurial ladder, gender, and regional development. » Small Business Economics, Springer, 39 (3) : 627 à 643.

Wennekers, A., L. Uhlaner et R. Thurik. 2002. « Entrepreneurship and its Conditions: A Macro Perspective. » International Journal of Entrepreneurship Education, 1 (1).