Direction des études analytiques : documents de recherche
Absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie et maintien en poste des employés dans l’industrie des services de garderie avant la pandémie de COVID-19

Date de diffusion : le 14 juin 2023

DOI : https://www.doi.org/10.25318/11f0019m2023005-fra

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Remerciements

Les auteurs tiennent à remercier Rubab Arim, Leanne Findlay et les analystes du Secrétariat responsable de l’apprentissage et de la garde des jeunes enfants d’Emploi et Développement social Canada pour leurs commentaires sur une version antérieure du présent document.

Résumé

Bien que des données probantes montrent que les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance sont à risque de contracter des maladies infectieuses ou non infectieuses ou de subir des blessures physiques, aucune étude canadienne n’a permis d’analyser la mesure dans laquelle :

  1. les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance s’absentent du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie au cours d’une année donnée;
  2. ces absences sont associées à une probabilité accrue de quitter le secteur des services de garde au cours de cette année-là ou des années suivantes.

La présente étude vient combler cette lacune en matière de renseignements. À l’aide du Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre (FDLMO) de Statistique Canada et du Recensement de la population de 2016, l’étude permet de quantifier la mesure dans laquelle les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui travaillaient dans l’industrie des services de garderie en 2016 ont quitté ce secteur après avoir connu des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie.

L’étude montre qu’environ 8 % des femmes employées comme éducatrices et aides-éducatrices de la petite enfance dans l’industrie des services de garderie ont dû s’absenter du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016. De telles absences au cours d’une année donnée étaient associées à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de cette année-là et des années suivantes. Au plus 14 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont été malades ou blessés en 2016 ont quitté le secteur des services de garde cette année-là. Combinée au fait que les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie sont relativement peu fréquentes, cette constatation a d’importantes répercussions. Elle laisse entendre que les efforts déployés pour réduire ou éliminer complètement les absences du travail liées aux blessures ou aux maladies peuvent réduire, sur une base annuelle, les départs des employés du secteur des services de garde d’au plus 1,1 point de pourcentage par rapport à un taux de départ de référence de 11 %. Ce constat, à son tour, semble indiquer que les stratégies visant à accroître le maintien en poste global des employés dans ce secteur devront probablement s’appuyer sur un ensemble d’outils plus vaste que ceux visant uniquement à réduire les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie.

Enfin, l’étude montre – à l’aide de l’Enquête sur la population active – que la pandémie de COVID‑19 a fait augmenter d’environ 2 points de pourcentage en 2020-2021 les absences de travail d’une semaine complète des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en raison d’une maladie ou d’une incapacité, par rapport à une moyenne à long terme de 2,2 %.

1 Introduction

La prestation des services d’apprentissage et de garde des jeunes enfants (SAGJE) relève principalement des provinces et des territoires. Les provinces et les territoires conçoivent, financent et gèrent les programmes d’AGJE pour leurs résidents. Reconnaissant l’importance de l’AGJE pour les familles et l’économie, le gouvernement du Canada fait d’importants investissements dans ce domaine depuis 2017.

En guise de reconnaissance de leur engagement commun à accroître l’accès à des services d’AGJE abordables, flexibles et inclusifs de grande qualité pour les enfants au Canada, les gouvernements fédéral, provinciaux et territoriaux ont signé le Cadre multilatéral d’apprentissage et de garde des jeunes enfants en 2017, à l’exception du Québec, qui appuie les principes du cadre, mais a l’intention de conserver sa responsabilité exclusive sur son territoireNote . Un Cadre d’apprentissage et de garde des jeunes enfants autochtones complémentaire et axé sur la distinction a été élaboré en collaboration avec les peuples autochtones et publié en 2018, et appuie une vision pour des familles et des enfants autochtones heureux et en sécurité; une identité culturelle forte; et un système complet et coordonné, bien ancré dans l’autodétermination, centré sur les enfants et enraciné dans la culture.

L’Énoncé économique de l’automne (EEA) de 2020 a jeté les bases d’un système d’AGJE accessible, abordable, inclusif et de grande qualité à l’échelle du Canada en rendant les investissements du budget de 2017 pour l’AGJE permanents et continus, aux niveaux de 2027-2028, à compter de 2028-2029. L’EEA de 2020 comprenait également des investissements de 420 millions de dollars en 2021-2022 pour des initiatives provinciales et territoriales visant à améliorer le recrutement et le maintien en poste des éducateurs/éducatrices de la petite enfance afin d’accroître la main-d’œuvre formée et qualifiée nécessaire pour soutenir un système d’AGJE à l’échelle du Canada.

Dans son budget de 2021, le gouvernement fédéral a établi son plan pour un système d’AGJE à l’échelle du Canada, avec l’objectif « d’offrir aux parents canadiens des places en garderie réglementée de 10 $ par jour en moyenne pour les enfants de moins de six ans, au cours des cinq prochaines années, y compris une réduction de 50 % des frais moyens pour les services de garde réglementés d’ici la fin de 2022 »Note .

Le système d’AGJE à l’échelle du Canada s’appuie sur les cinq principes du Cadre multilatéral pour l’apprentissage et la garde des jeunes enfants, soit l’abordabilité, l’accessibilité, l’inclusion, la souplesse et la qualité. Le gouvernement fédéral collabore avec des partenaires provinciaux, territoriaux et autochtones pour bâtir le système d’AGJE à l’échelle du Canada.

Pour fournir des services de garde d’enfants de grande qualité, il faut, entre autres choses, embaucher et retenir des travailleurs en garderie bien instruits. Cette tâche peut s’avérer difficile sur le marché du travail canadien actuel, où les postes vacants ont atteint des niveaux records au cours des derniers trimestresNote . De plus, en septembre 2022, l’Enquête sur la population active (EPA) du Canada a estimé que le niveau d’emploi des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance au Canada était inférieur de plus de 11 % aux niveaux observés avant la pandémie de COVID-19, comptant plus de 29 000 personnes en moins dans cette profession, principalement des femmes. Parallèlement, les niveaux d’emploi globaux au Canada ont dépassé les niveaux observés avant la pandémie (+2,1 %), ce qui donne à penser que bon nombre de ces travailleurs peuvent avoir changé de professions au cours des deux dernières années.

Bien que plusieurs facteurs, comme des salaires et des avantages sociaux concurrentiels, des installations adéquates, des ratios enfants-éducateurs appropriés, des possibilités de promotion et la formation adéquate des collègues de travail, prédisent le maintien en poste des travailleurs en garderie (Totenhagen et coll., 2016), d’autres facteurs peuvent inciter ces travailleurs à quitter le secteur des services de garde. Les absences du travail causées par des blessures ou des maladies représentent probablement l’un de ces facteurs. Des blessures ou des maladies peuvent obliger certains employés à quitter complètement le marché du travail (pour des raisons de santé) et peuvent amener d’autres employés à s’orienter vers des secteurs où les tâches, la rémunération et les conditions de travail correspondent mieux à leurs préférences. Par exemple, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont récemment subi une blessure au dos peuvent choisir de quitter le secteur des services de garde pour occuper des emplois qui n’exigent pas de soulever des objets.

Dans le cadre de leurs interactions avec les enfants, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance risquent de contracter des maladies infectieuses ou non infectieuses ou de subir des blessures physiques, comme des blessures au bas du dos (Gratz et Claffey, 1996; Bright et Calabro, 1999; McGrath et Huntington, 2007; Randall et coll., (2022). Une charge de travail excessive ou des conditions de travail difficiles peuvent entraîner un épuisement professionnel (Goelman et Guo, 1998). Tous ces scénarios augmentent la probabilité que des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance s’absentent en raison d’une maladie ou d’une blessure et quittent ensuite le secteur des services de garde. Malgré ces preuves, aucune étude canadienne n’a permis d’examiner la mesure dans laquelle :

  1. les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui travaillent dans l’industrie des services de garderie s’absentent du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie au cours d’une année donnée;
  2. ces absences sont associées à une probabilité accrue de quitter le secteur des services de garde au cours de cette année-là ou des années suivantes.

La présente étude vient combler cette lacune en matière de renseignements. À l’aide du Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre (FDLMO) de Statistique Canada et du Recensement de la population de 2016, qui précèdent tous deux la pandémie de COVID-19 et les investissements susmentionnés dans les SAGJE à l’échelle du Canada, l’étude quantifie la mesure dans laquelle les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui travaillent dans l’industrie des services de garderie en 2016 ont quitté ce secteur après s’être absentées du travail pour cause d’accident ou de maladieNote . À l’aide des données de l’EPA, l’étude permet de documenter l’évolution de ces absences du travail de 2000 à 2022, une période qui comprend le début de la pandémie de COVID-19. En fournissant ces renseignements, l’étude pourrait orienter les discussions sur les stratégies à adopter pour favoriser le maintien en poste d’une main-d’œuvre de grande qualité dans le secteur des services de garde.

2 Études antérieures

Plusieurs études montrent que les travailleurs en garderie sont à risque de contracter des maladies infectieuses ou non infectieuses ou de subir des blessures physiques ou un épuisement professionnel (Brown et Goodwin Gerberich, 1993; Gratz et Claffey, 1996; Goelman et Guo, 1998; Bright et Calabro, 1999; McGrath et Huntington, 2007; Randall et coll., 2022), mais n’analysent pas la mesure dans laquelle les blessures ou les maladies augmentent la probabilité que les travailleurs en garderie quittent le secteur des services de garde.

D’autres études documentent un lien positif entre un mauvais climat de sécurité ou des blessures et maladies professionnelles, d’une part, et l’intention de quitter son emploi, d’autre part. Ce lien positif existe chez les travailleurs de la santé (McCaughey et coll., 2013; McGhan et coll., 2020), les travailleurs de la santé à domicile (McCaughey et coll., 2012; Lee et Jang 2016; Jang et coll., 2016; McCaughey et coll., 2017) et un échantillon national de travailleurs américains (Smith, 2018). Doherty et Forer (2005) rassemblent les données d’enquête canadiennes sur les travailleurs en garderie et constatent que « … les indicateurs d’épuisement professionnel prédisent l’intention d’une personne de quitter le centre (service de garde), la proportion d’employés dans le centre qui ont l’intention de partir et une personne qui a l’intention de quitter complètement le domaine. » Ensemble, ces études donnent à penser que les absences du travail causées par des blessures et des maladies peuvent être associées à une plus grande probabilité que les travailleurs en garderie quittent effectivement le secteur des services de garde par la suiteNote .

À la connaissance des auteurs, aucune étude canadienne n’a documenté la prévalence des absences du travail causées par des blessures ou des maladies chez les travailleurs en garderie ou n’a permis d’analyser la mesure dans laquelle ces absences sont associées à une probabilité accrue de quitter le secteur des services de garde pendant l’année en cours ou les années suivantes. La présente étude comble cette lacune à l’aide des ensembles de données suivants.

3 Données, échantillons et concepts

3.1 Données

La présente étude repose sur le FDLMO de Statistique Canada et l’ensemble de données couplées du FDLMO et du Recensement de 2016 pour examiner les absences du travail et le maintien en poste des employés dans l’industrie des services de garderie avant la pandémie de COVID-19. Étant donné que le FDLMO prend actuellement fin en 2019, il ne peut pas évaluer l’incidence de la pandémie de COVID-19 sur les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie. Pour examiner cette question, l’étude repose sur l’EPA, une enquête mensuelle sur le marché du travail canadien, et montre comment les absences du travail en raison d’une maladie ou d’une incapacité des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ont évolué de 2000 aux neuf premiers mois de 2022.

Le FDLMO est un ensemble de données administratives longitudinales qui fait actuellement le suivi de tous les employés canadiens de 1989 à 2019. Il contient des renseignements sur plusieurs variables, comme l’âge des travailleurs, le sexe, la province de résidence, le statut syndical, le secteur d’emploi, la couverture par un régime de pension agréé ou un régime de participation différée aux bénéfices (mesurés à l’aide du facteur d’équivalence positif de la pension dans les dossiers d’impôt sur le revenu des particuliers), les salaires et traitements annuels, les indemnités annuelles pour accidents du travail et les prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada (RPC) ou du Régime de rentes du Québec (RRQ). Il recueille également des renseignements à partir du fichier du Relevé d’emploi (RE). Le RE fournit des renseignements au niveau de l’emploi sur les arrêts de rémunération des employés qui surviennent en raison d’une blessure, d’une maladie, d’un licenciement, d’un départ volontaire, de la retraite, d’un congé de maternité, d’un retour aux études, d’un congé de soignant et autres raisonsNote . Comme on le voit ci-dessous, l’étude repose sur les renseignements des RE que les travailleurs reçoivent en raison d’une blessure ou d’une maladie, sur leur perception d’indemnités pour accidents du travail ou sur leur perception de prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ pour définir les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie.

En général, le FDLMO permet de déterminer si une personne quitte son employeur de façon temporaire ou permanente après un arrêt de rémunérationNote . Toutefois, la capacité d’établir cette distinction est plus limitée dans le secteur public que dans le secteur privé, car lorsque les organisations du secteur public relèvent des autorités fiscales, certaines regroupent plusieurs unités opérationnelles, tandis que d’autres font des déclarations séparées pour chaque unité opérationnelle. Par exemple, les hôpitaux d’une province produisent des déclarations distinctes auprès des autorités fiscales, tandis que les hôpitaux d’autres provinces sont regroupés par région sociosanitaire pour produire ces déclarations. En conséquence, une entreprise ou une organisation du secteur public dans le FDLMO peut dans certains cas faire référence à des unités opérationnelles distinctes, alors qu’elle peut faire référence à un groupe d’unités opérationnelles dans d’autres cas. Il est impossible de distinguer les premiers cas de ces derniers. La même question se posera probablement pour les services de garde en centre et pourrait avoir une incidence sur les comparaisons interprovinciales du roulement des travailleurs parmi les travailleurs en garderie. En somme, le FDLMO est bien adapté pour analyser la mesure dans laquelle les travailleurs en garderie quittent le secteur des services de garde, mais pas la mesure dans laquelle ils quittent des centres de service de garde particuliers. Pour cette raison, la présente étude analyse le premier résultat, mais pas le deuxième.

Le FDLMO ne contient aucun renseignement sur la scolarité, la profession, le groupe de population, le statut à temps plein et les salaires hebdomadaires des travailleurs. Pour surmonter cette limite, l’étude combine les données du FDLMO aux enregistrements du Recensement de la population de 2016. Ce couplage permet d’établir un profil détaillé des personnes employées comme travailleurs en garderie en 2016. Étant donné que le Recensement de 2016 contient des renseignements sur les variables susmentionnées pour environ 25 % de la population, le nombre d’observations qui en résultent est inférieur à celui obtenu à partir du FDLMO. L’étude s’appuie sur cet ensemble de données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO pour examiner en détail les travailleurs en garderie qui ont tendance à subir des blessures ou à contracter des maladies, et à quitter le secteur des services de garde dans l’année où ils subissent de telles blessures ou contractent de telles maladies.

Étant donné que les données du recensement ne sont pas disponibles sur une base annuelle, l’ensemble de données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO ne peut pas être utilisé pour effectuer une analyse de survie de la probabilité de quitter le secteur des services de garde après être entré dans l’industrie des services de garderie. Pour effectuer cette tâche, l’étude s’appuie sur le FDLMO.

3.2 Échantillons

La présente étude porte principalement sur les femmes employées dans l’industrie des services de garderie, répertoriées par le code 6244 dans le Système de classification des industries de l’Amérique du Nord (SCIAN) de 2012. La plupart de ces femmes travaillent probablement dans des garderies (Guevremont, 2021). Les travailleurs en garderie qui sont des travailleurs autonomes ou qui travaillent dans des écoles primaires et secondaires (SCIAN 6111) ou dans des ménages privés (SCIAN 8141) sont exclus de tous les échantillonsNote . Les considérations suivantes motivent ce choix.

Les travailleurs en garderie peuvent être définis de diverses façons. L’une des possibilités consiste à mettre l’accent sur les personnes employées comme éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ou gardiens/gardiennes d’enfants en milieu familial (répertoriés respectivement par les codes 4214 et 4411 dans la Classification nationale des professions de 2016), comme le fait Choi (2022). Cette définition nécessite de disposer de données sur les professions, une exigence à laquelle le FDLMO ne répond pas.

Une autre stratégie consiste à se concentrer sur les employés qui travaillent dans l’industrie des services de garderie, dont la grande majorité (96 %) sont des femmesNote . Étant donné que le FDLMO contient des renseignements sur le secteur d’emploi des travailleurs, cette stratégie de rechange est réalisable. Elle fournit un cadre empirique unifié, qui permet des analyses de survie de la probabilité que des employés quittent le secteur des services de garde (à l’aide du FDLMO) et des analyses distinctes des employés qui travaillent dans l’industrie des services de garderie par grande catégorie professionnelle (avec les données couplées du FDLMO et du Recensement de 2016 ou les données de l’EPA).

Pour veiller à ce que ces grandes catégories professionnelles aient un échantillon de taille suffisante, l’étude tient compte des employés de deux catégories professionnelles : Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et les autres employés (désignés ultérieurement comme « autres travailleurs en garderie »)Note . Étant donné que la taille des échantillons pour les hommes dans cette industrie est trop petite pour permettre des analyses multivariées robustes, l’étude se limite aux femmesNote . Pour ces raisons, la présente étude porte, sauf indication contraire, sur les femmes âgées de 18 à 60 ans qui sont employées dans l’industrie des services de garderie au cours d’une année donnée. Par souci de simplicité, ces femmes seront donc ci-après appelées « travailleuses en garderie » tout au long de l’étude.

Dans un premier temps, l’étude porte sur les absences du travail (section 4) et sur le maintien en poste des employés (section 5) parmi les travailleuses en garderie employées en 2016. Pour ce faire, l’étude s’appuie sur l’ensemble de données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO. Pour assurer la robustesse des résultats, l’analyse est effectuée pour un échantillon restreint et un échantillon large.

L’échantillon restreint est composé de femmes âgées de 18 à 60 ans qui :

  1. a) étaient employées comme travailleuses rémunérées dans l’industrie des services de garderie dans leur emploi principal – l’emploi ayant les salaires et traitements annuels les plus élevés – en 2016;
  2. étaient des travailleuses rémunérées en mai 2016;
  3. avaient des salaires et traitements et un nombre positif de semaines travaillées en 2015, mais n’ont touché aucun revenu d’un travail autonome en 2015;
  4. étaient des résidentes permanentes;
  5. vivaient dans l’une des 10 provinces en 2016;
  6. connaissaient le français, l’anglais ou les deux langues.

L’échantillon large est composé de femmes âgées de 18 à 60 ans qui :

  1. b) occupaient un emploi rémunéré dans l’industrie des services de garderie en 2016;
  1. vivaient dans l’une des 10 provinces en 2016;
  2. connaissaient le français, l’anglais ou les deux languesNote .

Les deux échantillons diffèrent grandement. L’échantillon large comprend les femmes qui occupaient n’importe quel emploi dans l’industrie des services de garderie en 2016 et, par conséquent, celles qui occupaient des emplois de courte durée et des emplois qui ont pris fin au début de l’année. En revanche, l’échantillon restreint se limite aux femmes employées dans cette industrie dans leur emploi principal. De plus, les conditions 2 à 4 signifient que l’échantillon restreint se compose de femmes qui étaient résidentes permanentes et qui occupaient un emploi rémunéré non seulement en mai 2016, mais aussi en 2015. Étant donné que l’échantillon restreint porte principalement sur l’emploi principal occupé en 2016 par des femmes qui occupaient un emploi depuis au moins deux ans (plutôt qu’un an seulement), il comprend probablement des femmes qui ont un degré de participation plus élevé au marché du travail et au secteur des services de garde que celles comprises dans l’échantillon large. Le cas échéant, le pourcentage de femmes qui quittent le secteur des services de garde au cours d’une année donnée sera probablement plus faible dans l’échantillon restreint que dans l’échantillon large. La question de savoir si c’est le cas sera étudiée à la section 5.

Dans un deuxième temps, la présente étude s’appuie sur le FDLMO pour effectuer une analyse de survie de la probabilité de quitter le secteur des services de garde (section 6). Dans ce cas, l’échantillon comprend des femmes qui ont commencé un nouvel emploi dans l’industrie des services de garderie entre 2000 et 2015 et qui étaient âgées de 18 à 44 ans lorsqu’elles ont commencé ce nouvel emploi. D’autres renseignements à ce sujet sont fournis ci-dessous. Comme c’est le cas pour la première étape, les données utilisées pour cette deuxième étape ont été recueillies avant la pandémie de COVID-19 et avant les investissements dans les SAGJE à l’échelle du Canada.

Enfin, l’étude permet d’examiner la mesure dans laquelle les absences du travail dans l’industrie des services de garderie ont augmenté pendant la pandémie de COVID-19 (voir l'annexe). Pour réaliser cette tâche, l’étude repose sur l’EPA et documente l’évolution des absences du travail en raison d’une maladie ou d’une incapacité de 2000 aux neuf premiers mois de 2022. Dans ce cas, l’échantillon sélectionné comprend des femmes âgées de 18 à 60 ans qui occupaient un emploi principal dans l’industrie des services de garderie.

3.3 Concepts

Quitter le secteur des services de garde

Dans la présente étude, les départs du secteur des services de garde sont mesurés à l’aide de deux concepts : quitter le secteur des services de garde pendant au moins un an ou quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans. La justification de l’utilisation de deux concepts est que de nombreuses travailleuses en garderie peuvent, pour des raisons comme un congé de maternité, un retour aux études ou un départ temporaire du marché du travail, retourner dans le secteur des services de garde après une année d’absence. Le deuxième concept permet cette possibilité. Une personne est réputée avoir quitté le secteur des services de garde au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  pendant au moins deux ans si elle :

  1. était employée dans l’industrie des services de garderie (SCIAN 6244) au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ ;
  2. n’était pas vue chez son employeur au cours des deux années suivantes (années t+1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaey4kaSIaaGymaaaa@38AC@  et t+2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaey4kaSIaaGOmaaaa@38AD@ );
  3. n’était pas employée dans l’industrie des services de garderie (SCIAN 6244), les écoles primaires et secondaires (SCIAN 6111) ou les ménages privés (SCIAN 8141) au cours des deux années suivantes.

Les conditions 1 et 2 se passent d’explication. La condition 3 permet de prendre en compte la possibilité que certaines travailleuses en garderie puissent quitter l’industrie des services de garderie pour d’autres postes en services de garde dans des écoles primaires ou dans des ménages privés (comme gardiens/gardiennes d’enfants en milieu familial). Étant donné que certaines anciennes travailleuses en garderie qui travaillent dans des écoles primaires n’occupent pas de poste en services de garde, cette définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde » sous-estimera le taux réel de départs du secteur des services de garde.

Pour résoudre ce problème, les résultats seront également présentés selon une autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde », dans laquelle la condition 3 est remplacée par une simple exigence selon laquelle les personnes ne devraient pas être employées dans l’industrie des services de garderie (SCIAN 6244) au cours des deux années suivantes. Comme cette autre définition ne permet pas la possibilité que certaines travailleuses en garderie quittent l’industrie des services de garderie pour d’autres postes en services de garde dans des écoles primaires ou dans des ménages privés, cela surestimera le taux réel de départs du secteur des services de gardeNote .

Enfin, il convient de mentionner que le fait de quitter le secteur des services de garde pendant au moins un an peut être défini en remplaçant simplement « dans les deux années suivantes » (dans les conditions 2 et 3) par « dans l’année suivante ».

Absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie

Le concept de l’arrêt de rémunération selon le RE est l’un des principaux concepts utilisés dans la présente étude. En ce qui concerne les blessures ou les maladies, le paragraphe 14(2) du Règlement sur l’assurance-emploi définit l’arrêt de rémunération comme une diminution du revenu qui représente plus de 40 % de la rémunération hebdomadaire normale d’un employé :

« (2) L’arrêt de la rémunération provenant d’un emploi se produit au début de la semaine où l’assuré connaît une réduction de rémunération représentant plus de 40 % de sa rémunération hebdomadaire normale du fait qu’il cesse d’exercer cet emploi en raison d’une maladie, d’une blessure ou d’une mise en quarantaine […] ».

Il peut y avoir un arrêt de rémunération lorsque les employés quittent définitivement un employeur ou cessent temporairement de travailler pour cet employeur. Lorsque cela se produit, on demande aux employeurs d’émettre un RE. Par exemple, une travailleuse en garderie qui cesse de travailler pendant trois mois pour son employeur en raison d’épuisement professionnel subira un arrêt de rémunération et devrait recevoir un RE indiquant que la raison de l’arrêt de rémunération est « maladie ou blessure »Note Note . Cependant, le RE ne contiendra aucun renseignement sur la nature de la maladie ou de la blessure. Pour cette raison, les RE ne peuvent pas être utilisés pour déterminer si les arrêts de rémunération des travailleuses en garderie sont attribuables à des maladies infectieuses, des maladies non infectieuses, des blessures physiques ou l’épuisement professionnel. Cette limite doit être gardée à l’esprit tout au long de l’analyse.

Une deuxième limite de l’arrêt de rémunération selon le RE est qu’il ne s’applique pas à toutes les absences attribuables à des blessures ou à des maladies. Cela peut survenir pour diverses raisons.

Premièrement, les employés qui ont des congés de maladie payés dans le cadre de leur emploi et qui ne les ont pas tous pris peuvent les utiliser pour couvrir entièrement leurs absences de travail de courte durée (p. ex. une semaine) attribuables à des blessures ou à des maladies, évitant ainsi un arrêt de rémunération. Dans de tels cas, aucun RE ne sera émis.

Deuxièmement, il est encore peu probable que les employés qui n’ont pas de congés de maladie payés dans le cadre de leur emploi et qui sont absents pendant une courte période en raison d’une blessure ou d’une maladie demandent un RE s’ils ne prévoient pas demander des prestations de maladie de l’assurance‑emploi (alors qu’ils auraient droit à un RE).

Troisièmement, les travailleurs peuvent être victimes de blessures ou de maladies liées au travail qui les amènent à recevoir des revenus hebdomadaires inférieurs ne dépassant pas 60 % de leur rémunération hebdomadaire normale. Dans ce cas, ces travailleurs ne recevront pas de RE (parce que, techniquement, ils ne subissent pas d’arrêt de rémunération), mais ils pourraient recevoir des indemnités de la Commission des accidents du travail (CAT) de leur province.

La notion selon laquelle les travailleuses en garderie peuvent recevoir des indemnités pour accidents du travail même si elles ne reçoivent pas de RE en raison d’une blessure ou d’une maladie est une réelle possibilité. En 2018, 6 475 femmes âgées de 18 à 60 ans qui occupaient un emploi principal dans l’industrie des services de garderie ont reçu des indemnités pour accidents du travail (tableau 1). Les résultats non présentés indiquent que la grande majorité d’entre elles (5 936) n’ont pas reçu de RE en raison d’une blessure ou d’une maladie. De même, la plupart des femmes qui ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2018 (4 328 sur 4 867) n’ont pas reçu d’indemnités pour accidents du travail cette année-là. Peu de femmes (273) ont reçu des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ cette année-là. Dans l’ensemble, un peu plus de 11 000 femmes ont été absentes du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie, mesuré à l’aide des RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus.


Tableau 1
Nombre et pourcentage de femmes recevant un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail, ou des prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec au cours d’une année donnée, certaines années, 2000 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Nombre et pourcentage de femmes recevant un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie 2000, 2010, 2016 et 2018, calculées selon nombre et pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
2000 2010 2016 2018
nombre
Nombre de femmes recevant :
Un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie 1 323 2 442 3 910 4 867
Des indemnités pour accidents du travail 2 784 4 500 5 021 6 475
Des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ 59 177 206 283
Un RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ 4 059 6 939 8 731 11 051
Nombre de femmes employées 65 389 102 325 126 936 142 018
pourcentage
Pourcentage de femmes occupées qui reçoivent :
Un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie 2,0 2,4 3,1 3,4
Des indemnités pour accidents du travail 4,3 4,4 4,0 4,6
Des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ 0,1 0,2 0,2 0,2
Un RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ 6,2 6,8 6,9 7,8

Ces tendances sont observées pour toutes les années de la période de 2000 à 2018. Elles laissent entendre qu’une mesure complète des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie devrait comprendre les personnes qui reçoivent un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ.

Pour ces raisons, la présente étude repose sur cette mesure exhaustive des absences du travail pour des analyses qui s’appuient sur le FDLMO ou sur les données couplées du FDLMO et du Recensement de 2016.

Lorsque l’étude repose sur l’EPA, un concept différent des absences du travail est analysé : les absences d’une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité vécues par les travailleurs pendant la semaine de référence de l’EPANote . L’utilisation d’un concept différent est dictée par le fait que les renseignements permettant de savoir si les travailleuses ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ au cours d’une année donnée ne sont pas disponibles dans l’EPA.

Les RE et l’EPA saisissent souvent les mêmes absences du travail, mais ce n’est pas toujours le cas. Par exemple, les personnes qui s’absentent pour une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité pendant la semaine de référence de l’EPA et qui utilisent leurs congés de maladie payés pour couvrir entièrement cette absence ne subiront pas d’arrêt de rémunération et ne recevront donc pas de RE en raison d’une blessure ou d’une maladie. À l’inverse, les RE saisiront certaines absences du travail qui entraînent des arrêts de rémunération et que les travailleurs vivent en dehors de la semaine de référence de l’EPA. En somme, les mesures des absences du travail de l’EPA et les mesures des absences du travail selon les RE se complètent, mais elles ne sont pas comparables.

Il est également impossible de comparer rigoureusement le pourcentage de travailleurs qui reçoivent des indemnités pour accidents du travail au fil des ans ou dans l’ensemble des provinces, car les critères utilisés par les CAT provinciales pour accepter les demandes peuvent varier d’une province à l’autre et, au sein d’une province donnée, peuvent changer au fil du temps. En conséquence, même si les estimations utilisant la mesure complète des absences du travail par province seront présentées, il faut éviter d’effectuer des comparaisons interprovinciales de ces estimations à des fins d’analyse. Dans une province donnée, il faut faire preuve d’une grande prudence lorsqu’on compare les estimations d’une année à l’autre.

4 Absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie

4.1 Tendances, 2000 à 2018

En 2018, 7,8 % des femmes occupant un emploi principal dans l’industrie des services de garderie ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ, en hausse comparativement à 6,2 % en 2000 (tableau 1)Note . Cette augmentation de 1,6 point de pourcentage peut être le reflet d’une incidence croissante d’absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie, d’une propension croissante de travailleurs à présenter des demandes d’indemnités pour accidents du travail en raison de blessures ou de maladies reliées au travail, ou de l’évolution au fil du temps des critères utilisés par les CAT provinciales pour accepter de telles demandes.

4.2 Données descriptives et analyses multivariées, 2016

Le tableau 2 repose sur l’ensemble de données couplées du FDLMO et du Recensement de 2016 et présente le pourcentage de travailleuses en garderie qui avaient des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016 (c.-à-d. qui ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou encore des prestations du RPC ou du RRQ en 2016). Les pourcentages sont présentés pour l’échantillon restreint et l’échantillon large définis ci-dessus ainsi que pour les trois groupes suivants : 1) tous les travailleurs en garderie; 2) éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance; 3) autres travailleurs en garderie.


Tableau 2
Pourcentage de femmes qui ont reçu un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec, selon certaines caractéristiques, 2016
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Pourcentage de femmes qui ont reçu un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
nombre
Tous 7,4 8,5 4,1 6,1 8,1 3,3
Âge en 2016
18 à 24 ans 5,1 6,6 1,7 3,6 6,1 1,5
25 à 34 ans 11,8 13,2 6,0 9,5 12,2 4,4
35 à 44 ans 6,4 7,0 4,3 5,7 6,7 3,7
45 à 60 ans 5,4 6,0 4,0 5,1 5,8 3,9
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins 6,1 7,3 4,1 4,8 7,2 3,1
Études postsecondaires partielles 8,8 9,6 5,4 7,8 9,2 4,4
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur 4,4 5,6 1,6 3,5 5,2 1,7
Statut d’immigrant
Né au Canada 7,9 9,2 4,2 6,6 8,8 3,4
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 8,0 9,0 4,0 6,3 8,4 3,0
Immigrant reçu au Canada avant 2005 4,8 5,2 3,4 4,3 5,1 2,9
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 2,9 5,4 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Groupe de population
Sud-Asiatiques 4,5 5,4 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 3,5 4,6 1,7
Chinois 3,7 3,8 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 2,4 2,9 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Noirs 6,8 7,3 5,0 6,1 8,1 3,1
Philippins 2,9 3,3 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 2,4 3,6 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Latino-Américains 6,9 7,9 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 5,5 7,2 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Arabes 11,4 12,8 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 8,9 11,1 5,2
Asiatiques du Sud-Est Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Autre 5,6 6,3 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 4,2 5,6 2,1
Blancs 7,9 9,2 4,3 6,7 8,8 3,6
Connaissance des langues officielles
Anglais seulement 4,6 5,1 3,4 3,7 4,6 2,5
Français seulement 12,4 13,8 6,2 11,5 13,7 6,3
Français et anglais 8,6 10,3 4,0 7,2 10,2 3,2
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador 9,2 11,6 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 8,3 9,4 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Île-du-Prince-Édouard 11,0 12,0 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 7,4 9,0 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Nouvelle-Écosse 7,3 8,1 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 5,3 7,0 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Nouveau-Brunswick 6,5 7,9 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 6,0 7,4 4,1
Québec 11,3 12,9 5,3 10,2 12,9 4,9
Ontario 4,2 4,7 3,1 3,4 4,2 2,2
Manitoba 4,3 5,0 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 3,3 4,3 2,1
Saskatchewan 4,9 4,8 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 3,2 4,3 2,3
Alberta 4,6 5,2 3,6 3,6 4,8 2,4
Colombie-Britannique 5,9 6,2 4,9 4,5 5,4 3,2
Statut à temps plein
Temps partiel 5,8 6,8 3,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein 7,8 8,9 4,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 7,2 8,9 3,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 9,2 10,2 5,4 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ 8,0 8,7 4,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus 5,2 6,2 3,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 4,3 8,7 2,4
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 4,4 6,1 2,9
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 8,4 10,7 3,8
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 4,5 5,9 3,2
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 6,2 7,5 3,2
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 5,5 6,8 4,9
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non 6,1 6,9 3,8 4,9 6,4 2,8
Oui 9,5 10,9 4,5 8,5 10,8 4,3
Syndiqué en 2016?
Non 7,0 8,1 3,8 5,7 7,6 3,1
Oui 9,8 10,5 6,1 9,1 10,5 5,3
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 7,0 8,5 3,8 4,9 7,5 2,7
De 3 à 5 ans 8,6 9,6 4,6 7,5 9,1 4,0
6 ans ou plus 6,9 7,8 3,9 6,8 7,8 4,1
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

De tous les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance employés dans l’industrie des services de garderie en 2016, 8,5 % se sont absentés du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie dans l’échantillon restreint et 8,1 % se sont absentés pour la même raison dans l’échantillon large. Les pourcentages correspondants pour les autres travailleurs en garderie étaient de 4,1 % et de 3,3 %, respectivement, ce qui indique que les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie (appelés ci-après « absences du travail ») étaient moins fréquentes parmi ce groupe que parmi les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfanceNote .

Dans les deux échantillons, certains groupes d’éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance s'étaient absentés dans des proportions plus importantes que d’autres. Par exemple, entre 12 % et 13 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance âgés de 25 à 34 ans ont eu des absences du travail en 2016, soit environ le double des taux de 6 % à 7 % observés chez leurs homologues plus âgés ou plus jeunesNote . Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient fait des études postsecondaires partielles ou qui possédaient tout au plus un diplôme d’études secondaires étaient absents dans des proportions plus importantes (7 % à 10 %) que ceux qui possédaient un baccalauréat ou un grade de niveau supérieur (5 % à 6 %). Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de race blanche ont été plus souvent absents du travail (9 %) que ceux qui se sont déclarés Philippins (3 % à 4 %). Comparativement aux éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance des autres provinces, ceux qui résidaient au Québec étaient absents dans de plus grandes proportions. Comme il a été mentionné ci-dessus, il est impossible de donner une interprétation précise de ces différences interprovinciales, car elles peuvent refléter en grande partie les différences dans les critères d’acceptation des réclamations utilisés par les diverses CAT provinciales.

Pour déterminer si ces tendances se maintiennent dans les analyses multivariées, des modèles logit de la probabilité d’avoir des absences du travail ont été estimés pour chacun des deux échantillons et pour chacun des trois groupes de travailleurs présentés au tableau 2. Chacun de ces modèles logit comprend l’ensemble des variables explicatives suivant : l’âge, le niveau de scolarité, le statut d’immigrant, le groupe de population, la province de résidence, le statut à temps plein, le salaire hebdomadaire, la protection en matière de pension, le statut syndical et la durée des fonctions auprès de l’employeur. Les résultats sont présentés au tableau 3.


Tableau 3
Effets partiels moyens de la probabilité de recevoir un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail, ou encore des prestations du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec, selon certaines caractéristiques, 2016
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets partiels moyens de la probabilité de recevoir un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon effets partiels moyens et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
effets partiels moyens
Âge en 2016
18 à 24 ans -0,059Note *** -0,058Note *** -0,048Note *** -0,051Note *** -0,052Note *** -0,033Note ***
25 à 34 ans Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
35 à 44 ans -0,052Note *** -0,060Note *** -0,016Tableau 3 Note  -0,041Note *** -0,057Note *** -0,010Note *
45 à 60 ans -0,055Note *** -0,062Note *** -0,020Note * -0,043Note *** -0,059Note *** -0,011Note *
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins -0,014Note ** -0,012Tableau 3 Note  -0,005 -0,012Note ** -0,008 -0,003
Études postsecondaires partielles Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur -0,034Note *** -0,028Note *** -0,034Note *** -0,031Note *** -0,026Note *** -0,023Note ***
Statut d’immigrant
Né au Canada Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 0,020Note ** 0,019Note * 0,007 0,018Note ** 0,018Note * 0,005
Immigrant reçu au Canada avant 2005 -0,009 -0,013Note * -0,004 -0,004 -0,010Tableau 3 Note  0,000
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,013 -0,010 -0,025Note **
Groupe de population
Sud-Asiatiques -0,003 0,004 -0,018 -0,006 -0,001 -0,013Tableau 3 Note 
Chinois -0,026Note * -0,031Note * -0,005 -0,029Note *** -0,039Note *** -0,012
Noirs -0,007 -0,009 0,004 -0,004 0,001 -0,005
Philippins -0,032Note ** -0,033Note * -0,024Tableau 3 Note  -0,027Note ** -0,022 -0,025Note ***
Latino-Américains -0,012 -0,011 -0,016 -0,013Note * -0,014 -0,013Tableau 3 Note 
Arabes 0,014 0,016 0,004 0,005 0,004 0,007
Asiatiques du Sud-Est -0,006 -0,010 0,003 -0,016 -0,006 -0,018
Autre -0,011 -0,009 -0,007 -0,011Note * -0,011 -0,009
Blancs Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador -0,036Tableau 3 Note  -0,035 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,023 -0,048Note * 0,020
Île-du-Prince-Édouard -0,012 -0,028 0,039 -0,025 -0,047Tableau 3 Note  0,012
Nouvelle-Écosse -0,044Note *** -0,057Note *** -0,010 -0,045Note *** -0,063Note *** -0,018Note *
Nouveau-Brunswick -0,054Note *** -0,064Note *** -0,019 -0,040Note *** -0,063Note *** -0,001
Québec Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Ontario -0,066Note *** -0,083Note *** -0,014Tableau 3 Note  -0,059Note *** -0,084Note *** -0,016Note ***
Manitoba -0,065Note *** -0,078Note *** -0,024Note * -0,059Note *** -0,083Note *** -0,019Note ***
Saskatchewan -0,063Note *** -0,086Note *** 0,007 -0,061Note *** -0,087Note *** -0,015Tableau 3 Note 
Alberta -0,060Note *** -0,075Note *** -0,010 -0,054Note *** -0,076Note *** -0,013Note *
Colombie-Britannique -0,052Note *** -0,071Note *** 0,004 -0,046Note *** -0,071Note *** -0,004
Statut à temps plein
Temps partiel -0,012Note * -0,012Note * 0,002 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 0,009 0,014Tableau 3 Note  0,002 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 0,019Note *** 0,021Note *** 0,010 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus -0,016Note *** -0,013Note ** -0,010 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,010Tableau 3 Note  0,005 0,001
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,002 0,000 0,008Tableau 3 Note 
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,023Note *** 0,026Note *** 0,010Note *
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,003 -0,006 0,008
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,004 -0,008 0,025Note **
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui -0,005 -0,006 -0,003 -0,003 -0,005 0,002
Syndiqué en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui 0,010Note * 0,006 0,014 0,008Note * 0,005 0,009Tableau 3 Note 
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 0,003 0,004 0,006 -0,009Note * -0,004 -0,004
De 3 à 5 ans 0,015Note *** 0,018Note *** 0,009 0,013Note ** 0,016Note ** 0,006
6 ans ou plus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

Quels que soient les échantillons pris en compte, ces résultats indiquent que comparativement aux éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance plus jeunes et plus âgés, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance âgés de 25 à 34 ans étaient, toutes choses étant égales par ailleurs, entre 5,2 et 6,2 points de pourcentage plus susceptibles d’être absents en 2016, en moyenne (tableau 3, colonnes 2 et 5). Étant donné qu’environ 8 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ont eu des absences du travail en 2016, cette différence est importante sur le plan quantitatif.

D’autres tendances méritent d’être soulignées. Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient fait des études postsecondaires partielles étaient, toutes choses étant égales par ailleurs, entre 2,6 et 2,8 points de pourcentage plus susceptibles que leurs homologues titulaires d’un baccalauréat ou d’un grade de niveau supérieur d’avoir eu des absences du travail en 2016 (tableau 3, colonnes 2 et 5). En revanche, les différences entre les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont fait des études postsecondaires partielles et les personnes qui ont au plus un diplôme d’études secondaires n’étaient pas statistiquement significatives, ce qui permet de penser que les deux groupes avaient à peu près la même probabilité d’être absents. Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de race blanche étaient, en moyenne, entre 3,1 et 3,9 points de pourcentage plus susceptibles que les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance chinois d’avoir des absences du travail. Comparativement à toutes les provinces, à l’exception de Terre-Neuve-et-Labrador et de l’Île-du-Prince-Édouard, la probabilité que les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance aient des absences du travail était plus élevée d’au moins 5,7 points de pourcentage au Québec. Comparativement aux éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui travaillent à temps plein et qui gagnent au moins 600 $ par semaine, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui travaillent à temps plein et qui gagnent moins de 600 $ par semaine étaient, dans l’échantillon large, 2,6 points de pourcentage plus susceptibles d’être absents en 2016.

En somme, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance âgés de 25 à 34 ans, ceux sans baccalauréat et ceux qui gagnent un salaire hebdomadaire relativement peu élevé dans des emplois à temps plein avaient une probabilité relativement élevée d’avoir des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016, comme mesurée par les RE, les indemnités pour accidents du travail ou les prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus cette année-là. Des différences qualitativement semblables sont observées entre les groupes d’âge et les niveaux de scolarité pour les autres travailleurs en garderie (tableau 3, colonnes 3 et 6).

4.3 Tendances relatives aux données de l’Enquête sur la population active

Les résultats présentés jusqu’à maintenant reposent sur les données du FDLMO ou de l’ensemble de données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO. L’annexe s’appuie sur les données de l’EPA et montre que la pandémie de COVID-19 a entraîné une augmentation d’environ 2 points de pourcentage des absences du travail d’une semaine complète des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en raison d’une maladie ou d’une incapacité en 2020-2021, par rapport à une moyenne à long terme de 2,2 %. Le reste du présent document repose sur les données du FDLMO ou sur l’ensemble de données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO.

5 Femmes qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016

Cette section vise à déterminer si les absences du travail en raison d’une blessure subie ou d’une maladie contractée au cours d’une année donnée sont associées à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de cette même année. La section suivante (section 6) comprend une analyse de la mesure dans laquelle de telles absences du travail sont associées à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de cette même année ou des années suivantes, à l’aide d’analyses de survie.

5.1 Données descriptives, 2016

Les femmes qui quittent le secteur des services de garde au cours d’une année donnée peuvent y retourner après un an d’absence pour un congé de maternité, un retour à l’école, un congé de soignant ou d’autres raisons. Dans l’affirmative, le pourcentage de femmes qui quittent le secteur des services de garde pendant au moins deux ans peut être considérablement plus faible que le pourcentage de femmes qui quittent le secteur pendant au moins un an.

Le graphique 1 permet de déterminer si c’est le cas. À partir de l’échantillon restreint, qui met l’accent sur les femmes dont le principal emploi se trouve dans le secteur des services de garde, on y compare le pourcentage de femmes qui quittent le secteur des services de garde pendant au moins un an, au pourcentage de femmes qui quittent ce secteur pendant au moins deux ansNote . En 2016, 7,4 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins un an, tandis que 4,5 % ont quitté le secteur pendant au moins deux ans, ce qui indique que 2,9 % (7,4 % moins 4,5 %) des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ont quitté le secteur pendant seulement un an. En conséquence, la proportion d’éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui quittaient le secteur des services de garde pendant au moins deux ans était inférieure de 39 % (2,9 % divisé par 7,4 %) à celle des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui quittaient le secteur pendant au moins un an. La baisse correspondante pour les autres travailleurs en garderie représente 28 %. Ainsi, le pourcentage de travailleuses en garderie qui quittent le secteur pendant au moins un an surestime considérablement le pourcentage de femmes qui quittent le secteur pour une période prolongéeNote . Pour cette raison, le reste de la présente étude porte sur les travailleuses en garderie qui quittent le secteur des services de garde pendant au moins deux ans.  

Graphique 1 Pourcentage de travailleurs en garderie qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016, selon la durée — échantillon restreint

Description du graphique 1 
Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 1 Départ pour au moins un an et Départ pour au moins deux ans, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Départ pour au moins un an Départ pour au moins deux ans
pourcentage
Tous les travailleurs en garderie 8,1 5,2
Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/
aides-éducatrices de la petite enfance
7,4 4,5
Autres travailleurs en garderie 10,0 7,2

Le tableau 4 repose sur les données couplées du Recensement de 2016 et du FDLMO et montre le pourcentage de travailleuses en garderie qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans (c.-à-d. 2017 et 2018). Les chiffres reposent sur la définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde » et sont présentés pour les deux échantillons et pour les trois groupes de travailleurs pris en compte dans les tableaux 2 et 3.

Le tableau 4 met en évidence l’importance d’utiliser plusieurs échantillons pour quantifier les départs du secteur des services de garde. Le pourcentage de travailleuses en garderie qui quittent ce secteur pendant au moins deux ans est beaucoup plus élevé dans l’échantillon large (11,0 %) que dans l’échantillon restreint (5,2 %). Cette conclusion vaut pour les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et les autres travailleurs en garderie. Par exemple, 7,1 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de l’échantillon large ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans, comparativement à 4,5 % de ceux de l’échantillon restreintNote .

Pour les deux échantillons, la mesure dans laquelle les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans variait selon certaines caractéristiques individuelles et de l’emploi.

Conformément à la notion selon laquelle la mobilité des travailleurs diminue avec l’âge, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de moins de 35 ans étaient plus susceptibles de quitter le secteur des services de garde que leurs homologues plus âgés. Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui possédaient tout au plus un diplôme d’études secondaires ont également quitté le secteur des services de garde dans de plus grandes proportions (8,0 % à 12,0 %) que leurs homologues ayant fait des études postsecondaires partielles (3,5 % à 5,7 %) (tableau 4, colonnes 2 et 5).


Tableau 4
Pourcentage de femmes qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans, selon certaines caractéristiques – définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde »
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Pourcentage de femmes qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon pourcentage et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
pourcentage
Tous 5,2 4,5 7,2 11,0 7,1 16,7
Âge en 2016
18 à 24 ans 9,1 7,2 13,3 17,2 10,8 22,3
25 à 34 ans 6,2 5,7 8,4 12,0 8,6 18,2
35 à 44 ans 3,8 3,1 6,1 8,2 5,5 13,4
45 à 60 ans 3,4 3,2 4,1 7,3 4,9 11,2
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins 8,8 8,0 10,0 17,6 12,0 21,8
Études postsecondaires partielles 3,9 3,5 5,4 8,3 5,7 14,3
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur 6,1 5,3 7,8 11,2 8,0 14,8
Statut d’immigrant
Né au Canada 5,2 4,4 7,6 11,1 6,9 17,2
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 6,5 5,8 9,3 12,6 9,1 18,2
Immigrant reçu au Canada avant 2005 4,0 3,9 4,5 8,5 5,9 13,2
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 16,3 16,3 16,3
Groupe de population
Sud-Asiatiques 5,0 4,7 5,9 10,0 7,3 14,2
Chinois 7,5 7,7 6,9 14,0 9,9 19,6
Noirs 4,3 3,8 5,9 11,0 7,0 16,9
Philippins 3,7 2,7 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 11,6 6,5 18,5
Latino-Américains 4,5 4,0 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 10,2 7,3 15,6
Arabes 6,5 6,5 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 14,5 11,0 20,5
Asiatiques du Sud-Est Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 8,6 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 12,9
Autre 8,1 6,4 13,4 14,0 10,0 19,9
Blancs 5,1 4,3 7,2 10,6 6,7 16,5
Connaissance des langues officielles
Anglais seulement 6,7 6,1 8,5 13,3 9,2 18,7
Français seulement 2,2 2,0 2,7 5,6 3,6 10,1
Français et anglais 4,7 3,6 7,8 10,5 6,1 16,3
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador 9,1 9,6 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 16,8 15,3 19,1
Île-du-Prince-Édouard 9,5 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 19,0 12,3 27,1
Nouvelle-Écosse 5,2 5,2 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 12,8 7,8 22,1
Nouveau-Brunswick 10,5 9,2 13,7 18,0 13,5 23,8
Québec 2,5 2,2 4,0 6,3 3,7 11,3
Ontario 5,7 4,8 8,3 12,3 7,5 18,7
Manitoba 7,0 7,0 6,8 14,1 11,2 17,8
Saskatchewan 11,4 11,2 12,0 20,2 14,4 25,9
Alberta 9,4 9,5 9,2 15,8 13,0 18,6
Colombie-Britannique 7,7 6,8 10,5 13,8 10,9 17,9
Statut à temps plein
Temps partiel 8,1 6,6 11,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein 4,3 4,0 5,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 10,5 9,5 12,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 6,2 5,7 8,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ 3,0 2,6 5,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus 2,7 2,2 3,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 19,1 18,3 19,4
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 15,7 11,0 19,9
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 12,6 9,1 19,9
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 12,4 8,0 16,9
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 5,5 3,6 9,9
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 17,4 11,8 20,0
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non 7,6 6,8 9,9 14,7 10,2 20,9
Oui 1,3 1,0 2,2 3,9 2,0 7,4
Syndiqué en 2016?
Non 5,9 5,2 7,8 12,2 8,1 17,8
Oui 1,2 1,1 2,0 3,0 2,1 5,5
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 9,3 8,3 11,6 16,7 12,2 20,5
De 3 à 5 ans 5,8 5,0 8,9 10,1 6,9 17,1
6 ans ou plus 2,1 2,0 2,5 3,6 2,7 5,8
Relevé d’emploi reçu en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016?
Non 4,8 4,1 6,9 10,8 6,8 16,7
Oui 15,4 14,3 21,8 17,1 15,5 23,6
Indemnités pour accidents du travail reçues en 2016?
Non 5,2 4,5 7,2 11,1 7,2 16,7
Oui 5,2 4,5 10,6 8,3 5,7 17,9
Prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçues en 2016?
Non 5,2 4,5 7,2 11,0 7,1 16,7
Oui Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 31,2 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
Relevé d'emploi, indemnités pour accidents du travail ou prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus en 2016?
Non 4,8 4,1 6,9 10,9 6,9 16,6
Oui 10,1 9,1 16,3 12,3 10,2 20,1
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

Comme prévu, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient des salaires relativement bas, qui n’avaient pas de régime de pension offert par l’employeur (ou de régime de participation différée aux bénéfices), qui n’étaient pas syndiqués et qui étaient chez leur employeur depuis quelques années seulement ont quitté le secteur des services de garde dans de plus grandes proportions que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance. Par exemple, entre 6,8 % et 10,2 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance sans protection en matière de pension ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans en 2016. En revanche, au plus 2,0 % de leurs homologues qui avaient une protection en matière de pension l’ont fait (tableau 4, colonnes 2 et 5).

La tendance à quitter le secteur des services de garde variait considérablement d’une province à l’autre. Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui résident au Québec ont quitté le secteur des services de garde dans une moindre mesure (2,2 % à 3,7 %) que ceux des autres provinces, en particulier ceux qui vivent à Terre-Neuve-et-Labrador (9,6 % à 15,3 %), au Nouveau-Brunswick (9,2 % à 13,5 %), en Saskatchewan (11,2 % à 14,4 %) et en Alberta (9,5 % à 13,0 %). 

Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016 ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans dans des proportions beaucoup plus importantes (14,3 % à 15,5 %) que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance (4,1 % à 6,8 %). En revanche, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu des indemnités pour accidents du travail en 2016 ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans, mais pas plus souvent que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance, même si le premier groupe a quitté le secteur des services de garde pendant au moins un an, dans une mesure beaucoup plus grande que le dernierNote . Ce constat semble indiquer qu’une grande proportion des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu des indemnités pour accidents du travail en 2016 est retournée dans le secteur des services de garde après une année complète d’absence. Dans l’ensemble, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ ont quitté le secteur des services de garde pendant au moins deux ans à un taux plus élevé (9,1 % à 10,2 %) que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance (4,1 % à 6,9 %). En conséquence, les absences du travail en raison d’une blessure subie ou d’une maladie contractée en 2016 étaient associées à une plus grande propension à quitter le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans (2017 et 2018).

5.2 Analyses multivariées, 2016

Pour déterminer si cette conclusion tient dans un contexte multivarié, on estime des modèles logit de la probabilité de quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans. En plus de l’ensemble de variables explicatives utilisées dans le tableau 3, ces modèles logit comprennent un indicateur binaire pour déterminer si les travailleuses en garderie ont reçu un RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ en 2016. Les résultats sont présentés au tableau 5.


Tableau 5
Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde en 2016 pour au moins deux ans, selon certaines caractéristiques — définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde »
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde en 2016 pour au moins deux ans Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon effets partiels moyens et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
effets partiels moyens
Âge en 2016
18 à 24 ans -0,003 -0,008Tableau 5 Note  0,011 -0,004 -0,011Note * -0,007
25 à 34 ans Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
35 à 44 ans -0,011Note ** -0,015Note *** 0,003 -0,022Note *** -0,017Note *** -0,033Note ***
45 à 60 ans -0,009Note * -0,010Tableau 5 Note  -0,008 -0,017Note *** -0,015Note ** -0,034Note ***
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins 0,019Note *** 0,017Note *** 0,016Tableau 5 Note  0,038Note *** 0,025Note *** 0,029Note ***
Études postsecondaires partielles Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur 0,017Note *** 0,011Note ** 0,023Note ** 0,015Note ** 0,008Tableau 5 Note  -0,003
Statut d’immigrant
Né au Canada Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 -0,005 -0,004 -0,003 -0,016Note ** -0,007 -0,017
Immigrant reçu au Canada avant 2005 -0,005 0,001 -0,022Note * -0,018Note ** -0,007 -0,029Note **
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,016 0,020 -0,054Note **
Groupe de population
Sud-Asiatiques -0,018Note ** -0,016Note ** -0,026Tableau 5 Note  -0,024Note *** -0,018Note ** -0,027Tableau 5 Note 
Chinois 0,017 0,022Tableau 5 Note  -0,006 0,013 0,010 0,023
Noirs -0,006 -0,002 -0,019 0,005 0,003 0,000
Philippins -0,025Note *** -0,028Note *** -0,014 -0,007 -0,023Note * 0,017
Latino-Américains -0,002 0,000 -0,012 0,007 0,011 0,002
Arabes 0,013 0,022Note * -0,017 0,040Note *** 0,039Note *** 0,041Tableau 5 Note 
Asiatiques du Sud-Est -0,031Note * -0,016 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,029 -0,024 -0,044
Autre 0,014Tableau 5 Note  0,006 0,040Tableau 5 Note  0,012 0,007 0,021
Blancs Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador 0,025Tableau 5 Note  0,032Note * -0,010 0,040Note * 0,058Note ** -0,005
Île-du-Prince-Édouard 0,024 0,024 0,020 0,064Note ** 0,039 0,075Note *
Nouvelle-Écosse -0,002 0,005 -0,026 0,013 0,008 0,026
Nouveau-Brunswick 0,026Note ** 0,024Note ** 0,027 0,039Note *** 0,041Note *** 0,024
Québec Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Ontario 0,007 0,007 0,003 0,015Note ** 0,010Note * 0,011
Manitoba 0,041Note *** 0,055Note *** 0,010 0,048Note *** 0,077Note *** 0,014
Saskatchewan 0,043Note *** 0,051Note *** 0,020 0,070Note *** 0,059Note *** 0,069Note ***
Alberta 0,033Note *** 0,041Note *** 0,013 0,038Note *** 0,048Note *** 0,007
Colombie-Britannique 0,014Note ** 0,015Note * 0,010 0,022Note ** 0,030Note *** 0,001
Statut à temps plein
Temps partiel 0,001 -0,003 0,009 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 0,036Note *** 0,035Note *** 0,028Note * Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 0,013Note *** 0,014Note *** 0,007 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus 0,002 0,002 -0,009 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,048Note *** 0,066Note *** 0,016
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,041Note *** 0,033Note *** 0,032Note **
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,026Note *** 0,021Note *** 0,039Note ***
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,039Note *** 0,028Note ** 0,033Note **
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,053Note *** 0,041Note ** 0,034Note **
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui -0,043Note *** -0,041Note *** -0,053Note *** -0,068Note *** -0,056Note *** -0,099Note ***
Syndiqué en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui -0,022Note *** -0,017Note ** -0,037Note ** -0,051Note *** -0,023Note *** -0,085Note ***
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 0,034Note *** 0,029Note *** 0,046Note *** 0,083Note *** 0,052Note *** 0,107Note ***
De 3 à 5 ans 0,020Note *** 0,013Note ** 0,046Note *** 0,044Note *** 0,022Note *** 0,093Note ***
6 ans ou plus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
RE, indemnités pour accidents du travail ou prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui 0,075Note *** 0,068Note *** 0,112Note *** 0,050Note *** 0,057Note *** 0,061Note **
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

Ils confirment que la conclusion ci-dessus tient compte du fait que, toutes choses étant égales par ailleurs, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu des RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ en 2016 étaient en moyenne entre 5,7 et 6,8 points de pourcentage plus susceptibles que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans (tableau 5, colonnes 2 et 5). La différence correspondante pour les autres travailleurs en garderie représente au moins 6,0 points de pourcentage (tableau 5, colonnes 3 et 6).

Le tableau 5 confirme également d’autres relations. Toutes choses étant égales par ailleurs, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient des salaires relativement bas, qui n’avaient pas de régime de pension d’employeur (ou de régime de participation différée aux bénéfices), qui n’étaient pas syndiqués ou qui travaillaient pour leur employeur depuis quelques années seulement étaient plus susceptibles que les autres de quitter le secteur des services de garde. Par exemple, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui n’avaient pas de protection en matière de pension étaient entre 4,1 et 5,6 points de pourcentage plus susceptibles que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans en 2016. Pour les deux échantillons, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance résidant au Manitoba, en Saskatchewan et en Alberta étaient plus susceptibles d’au moins 4,1 points de pourcentage de quitter le secteur des services de garde que ceux résidant au Québec. Les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui possédaient au plus un diplôme d’études secondaires étaient entre 1,7 et 2,5 points de pourcentage plus susceptibles de quitter le secteur que ceux qui avaient fait des études postsecondaires partielles. Les femmes blanches étaient, en moyenne, entre 2,3 et 2,8 points de pourcentage plus susceptibles de quitter le secteur que les femmes qui se sont déclarées Philippines.

Les résultats présentés jusqu’à maintenant aux sections 5.1 et 5.2 reposent sur la définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde ». Les tableaux 6 et 7 utilisent l’autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde », selon laquelle les travailleuses en garderie sont réputées avoir quitté le secteur des services de garde si, entre autres conditions, elles ne sont pas employées dans l’industrie des services de garderie (SCIAN 6244) dans les deux ans suivant leur départ. Bien que le pourcentage d’éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui quittent le secteur des services de garde soit plus élevé en vertu de cette autre définition que de la définition principale, toutes les tendances documentées ci-dessus s’appliquent à cette autre définition. Par exemple, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui ont reçu un RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ en 2016 étaient, toutes choses étant égales par ailleurs, entre 6,6 et 8,5 points de pourcentage plus susceptibles que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans.


Tableau 6
Pourcentage de femmes qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans, selon certaines caractéristiques — autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde »
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Pourcentage de femmes qui ont quitté le secteur des services de garde en 2016 pendant au moins deux ans Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon pourcentage et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
pourcentage
Tous 7,2 6,5 9,3 15,9 10,8 23,6
Âge en 2016
18 à 24 ans 12,9 11,0 17,2 23,9 16,7 29,7
25 à 34 ans 9,1 8,4 11,7 18,3 13,0 28,1
35 à 44 ans 5,3 4,5 7,7 12,2 8,5 19,3
45 à 60 ans 4,4 4,2 4,8 10,1 7,0 15,2
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins 10,4 9,6 11,7 21,3 15,2 25,9
Études postsecondaires partielles 5,5 5,2 6,7 12,2 8,8 20,0
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur 9,7 8,8 11,7 19,7 13,6 26,5
Statut d’immigrant
Né au Canada 7,2 6,4 9,5 16,1 10,5 24,2
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 9,5 8,6 12,9 18,1 13,4 25,9
Immigrant reçu au Canada avant 2005 5,7 5,5 6,4 12,6 9,0 19,1
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 20,0 19,6 20,4
Groupe de population
Sud-Asiatiques 7,9 7,5 9,1 16,1 12,4 21,8
Chinois 9,4 9,7 8,8 17,5 13,8 22,6
Noirs 6,6 6,1 8,1 16,0 10,5 24,1
Philippins 4,9 3,5 9,1 14,9 8,3 23,6
Latino-Américains 6,6 5,7 10,0 15,3 10,5 24,3
Arabes 9,6 10,2 7,4 20,7 16,0 28,5
Asiatiques du Sud-Est Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 14,8 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 21,0
Autre 10,4 8,6 15,8 18,2 13,7 25,0
Blancs 7,0 6,2 9,2 15,5 10,2 23,4
Connaissance des langues officielles
Anglais seulement 9,3 8,6 11,1 18,9 13,7 26,0
Français seulement 3,3 3,2 3,5 8,3 5,7 14,3
Français et anglais 6,6 5,6 9,6 15,6 9,5 23,7
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador 10,5 11,3 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 21,1 17,2 27,1
Île-du-Prince-Édouard 15,5 15,3 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 27,1 19,1 36,7
Nouvelle-Écosse 6,4 6,7 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 18,3 11,2 31,5
Nouveau-Brunswick 11,9 10,0 16,7 20,5 15,6 26,9
Québec 3,7 3,4 4,9 9,4 5,9 16,2
Ontario 8,4 7,4 11,0 18,6 12,5 26,8
Manitoba 9,2 8,7 10,6 19,7 14,4 26,3
Saskatchewan 12,7 12,8 12,6 25,5 17,9 32,8
Alberta 13,3 13,9 12,2 22,6 18,7 26,5
Colombie-Britannique 10,4 9,4 13,4 18,9 15,3 24,1
Statut à temps plein
Temps partiel 11,0 9,4 14,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein 6,2 5,8 7,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 13,8 12,7 16,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 8,6 8,2 10,4 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ 4,7 4,1 7,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus 3,8 3,6 4,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 23,9 24,4 23,6
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 22,7 16,9 27,9
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 17,5 13,2 26,5
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 20,8 12,4 29,3
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 8,6 5,8 15,1
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 24,6 17,5 28,0
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non 10,2 9,4 12,3 19,6 14,5 26,6
Oui 2,5 2,1 3,8 8,9 4,5 16,9
Syndiqué en 2016?
Non 8,2 7,5 10,0 17,6 12,2 25,0
Oui 1,9 1,8 2,9 4,6 3,2 8,3
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 13,4 12,4 15,5 24,2 18,8 28,8
De 3 à 5 ans 8,1 7,2 11,3 14,8 10,4 24,7
6 ans ou plus 2,7 2,6 2,9 4,9 3,7 8,1
Relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie reçu en 2016?
Non 6,8 6,1 9,0 15,8 10,5 23,5
Oui 18,7 17,8 23,6 21,1 19,3 28,4
Indemnités pour accidents du travail reçues en 2016?
Non 7,2 6,5 9,3 16,0 10,8 23,6
Oui 8,2 7,5 13,2 12,7 9,6 24,5
Prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçues en 2016?
Non 7,2 6,5 9,3 15,9 10,8 23,6
Oui Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique 31,2 Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique Note x: confidentiel en vertu des dispositions de la Loi sur la statistique
RE, indemnités pour accident du travail ou prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus en 2016?
Non 6,8 6,0 9,0 15,9 10,5 23,5
Oui 13,2 12,4 18,5 16,5 14,0 25,9
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

Tableau 7
Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde en 2016 pour au moins deux ans, selon certaines caractéristiques — autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde »
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde en 2016 pour au moins deux ans Profession, Échantillon restreint, Échantillon large, Tous, Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance et Autre, calculées selon effets partiels moyens et nombre unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Profession
Échantillon restreint Échantillon large
Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre Tous Éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance Autre
effets partiels moyens
Âge en 2016
18 à 24 ans 0,000 -0,006 0,014 -0,010Note * -0,011Note * -0,021Note *
25 à 34 ans Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
35 à 44 ans -0,019Note *** -0,023Note *** -0,006 -0,037Note *** -0,024Note *** -0,058Note ***
45 à 60 ans -0,021Note *** -0,020Note *** -0,021Note * -0,038Note *** -0,026Note *** -0,068Note ***
Niveau de scolarité
Diplôme d’études secondaires ou moins 0,014Note *** 0,012Note * 0,012 0,028Note *** 0,019Note *** 0,012
Études postsecondaires partielles Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Baccalauréat ou grade de niveau supérieur 0,035Note *** 0,028Note *** 0,047Note *** 0,054Note *** 0,028Note *** 0,052Note ***
Statut d’immigrant
Né au Canada Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Immigrant reçu au Canada de 2005 à 2015 -0,005 -0,007 0,010 -0,021Note *** -0,014Note * -0,012
Immigrant reçu au Canada avant 2005 -0,003 0,000 -0,013 -0,019Note ** -0,011 -0,024Tableau 7 Note 
Résident non permanent Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,038Note ** 0,001 -0,079Note ***
Groupe de population
Sud-Asiatiques -0,024Note *** -0,021Note ** -0,036Note ** -0,037Note *** -0,024Note ** -0,047Note **
Chinois 0,006 0,015 -0,023 -0,013 0,003 -0,029
Noirs -0,004 0,003 -0,026Note * 0,004 0,003 0,000
Philippins -0,042Note *** -0,045Note *** -0,032 -0,040Note *** -0,048Note *** -0,026
Latino-Américains -0,004 -0,003 -0,010 0,006 0,007 0,010
Arabes 0,024Note * 0,042Note *** -0,037Tableau 7 Note  0,061Note *** 0,059Note *** 0,068Note **
Asiatiques du Sud-Est -0,034Tableau 7 Note  -0,023 -0,066Note ** -0,033 -0,026 -0,050
Autre 0,007 0,001 0,023 -0,009 -0,002 -0,013
Blancs Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Province de résidence en 2016
Terre-Neuve-et-Labrador 0,029Tableau 7 Note  0,036Tableau 7 Note  -0,009 0,071Note ** 0,063Note ** 0,059
Île-du-Prince-Édouard 0,063Note ** 0,061Note * 0,064 0,134Note *** 0,081Note ** 0,175Note ***
Nouvelle-Écosse 0,000 0,006 -0,026 0,056Note *** 0,024Tableau 7 Note  0,111Note ***
Nouveau-Brunswick 0,029Note ** 0,020Tableau 7 Note  0,051Note * 0,056Note *** 0,045Note *** 0,052Note *
Québec Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Ontario 0,019Note *** 0,017Note ** 0,023Note * 0,060Note *** 0,039Note *** 0,072Note ***
Manitoba 0,050Note *** 0,056Note *** 0,041Note * 0,077Note *** 0,083Note *** 0,072Note ***
Saskatchewan 0,049Note *** 0,057Note *** 0,029 0,111Note *** 0,079Note *** 0,128Note ***
Alberta 0,055Note *** 0,064Note *** 0,036Note * 0,088Note *** 0,083Note *** 0,070Note ***
Colombie-Britannique 0,027Note *** 0,025Note *** 0,033Note * 0,060Note *** 0,054Note *** 0,054Note ***
Statut à temps plein
Temps partiel 0,000 -0,004 0,008 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Temps plein Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Salaires hebdomadaires en 2015
Moins de 400 $ 0,040Note *** 0,040Note *** 0,029Note * Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 400 $ à 599 $ 0,015Note ** 0,017Note *** 0,004 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
De 600 $ à 799 $ Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
800 $ ou plus 0,000 0,004 -0,024Tableau 7 Note  Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Situation d’emploi et rémunération en 2015
N’avait pas de revenus en 2015 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,047Note *** 0,075Note *** 0,008
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,059Note *** 0,047Note *** 0,054Note ***
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait moins de 600 $ par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,034Note *** 0,028Note *** 0,049Note ***
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps partiel et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,070Note *** 0,036Note *** 0,084Note ***
Percevait un revenu en 2015, travaillait à temps plein et gagnait 600 $ ou plus par semaine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,000 0,000 0,000
Percevait un revenu en 2015, mais les revenus hebdomadaires sont inconnus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,077Note *** 0,054Note ** 0,063Note ***
Facteur d’équivalence positif en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui -0,040Note *** -0,042Note *** -0,038Note ** -0,017Note ** -0,040Note *** -0,010
Syndiqué en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui -0,032Note *** -0,026Note *** -0,048Note *** -0,085Note *** -0,045Note *** -0,136Note ***
Durée des fonctions
De 1 à 2 ans 0,059Note *** 0,054Note *** 0,070Note *** 0,139Note *** 0,100Note *** 0,166Note ***
De 3 à 5 ans 0,032Note *** 0,024Note *** 0,061Note *** 0,074Note *** 0,043Note *** 0,137Note ***
6 ans ou plus Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
RE, indemnités pour accidents du travail ou prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ reçus en 2016?
Non Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Oui 0,091Note *** 0,085Note *** 0,124Note *** 0,053Note *** 0,066Note *** 0,060Note ***
   nombre
Taille de l’échantillon 21 924 16 435 5 489 35 065 21 186 13 879
Chiffres de population pondérés 91 698 68 658 23 041 148 280 88 974 59 306

6 Femmes qui ont quitté le secteur des services de garde au cours des années suivantes

Les analyses multivariées présentées aux tableaux 5 et 7 permettent d’évaluer la mesure dans laquelle les absences du travail vécues en 2016 sont associées aux départs du secteur des services de garde en 2016. Toutefois, ces analyses multivariées ne quantifient pas la mesure dans laquelle les absences du travail vécues en 2016, par exemple, sont associées à des départs au cours des années suivantes. L’analyse de la survie utilisée dans la présente section permet de surmonter cette limite.

Pour effectuer cette analyse de la survie, l’étude repose sur les données du FDLMO de 2000 à 2017. L’échantillon se compose de femmes âgées de 18 à 44 ans qui :

  1. ont commencé un nouvel emploi dans l’industrie des services de garderie (SCIAN 6244) au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  ( t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ = 2000 à 2015);
  2. ont travaillé dans ce secteur pendant au moins deux ans;
  3. n’ont pas reçu de RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, d’indemnités pour accidents du travail ou encore de prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ pendant ces deux années.

Ces femmes sont suivies au fil du temps jusqu’en 2017 (la dernière année pour laquelle une absence de deux ans peut être déterminée dans le FDLMO de 1989 à 2019) ou jusqu’à ce qu’elles quittent le secteur des services de garde pendant au moins deux ans. La condition 1 montre que 16 cohortes sont prises en compte; la première cohorte commence un nouvel emploi en 2000, tandis que la dernière cohorte commence un nouvel emploi en 2015. Les conditions 2 et 3 garantissent que les femmes de ces cohortes ont passé un minimum de temps dans l’industrie des services de garderie (deux ans) et qu’elles étaient en « bonne santé » pendant cette période (c.-à-d. qu’elles n’ont pas reçu de RE en raison d’une blessure ou d’une maladie, d’indemnités pour accidents du travail ou de prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ)Note . La restriction relative à l’âge, soit de 18 à 44 ans en l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ , est imposée pour veiller à ce que les femmes de la cohorte de 2000 aient au plus 60 ans en 2017. La définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde » est utilisée.

L’analyse de survie regroupe les 16 cohortes définies ci-dessus et permet de déterminer si la réception de RE, d’indemnités pour accidents du travail ou de prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  est associée à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde pendant au moins deux ans au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  ou des années suivantes ( t+1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaey4kaSIaaGymaaaa@38AC@ à t+10 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaey4kaSIaaGymaiaaicdaaaa@3966@ )Note . L’ensemble de variables de contrôle suivant est utilisé : indicateurs du groupe d’âge, durée des fonctions, durée des fonctions au carré, indicateurs de l’année, situation syndicale en l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ , protection en matière de pensions en l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ , province de résidence en l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ , et indicateurs de la moyenne annuelle des salaires et traitements reçus au cours des deux premières années dans l’industrie des services de garderie. Le modèle 1 comprend un ensemble limité d’indicateurs de cohorte, alors que le modèle 2 ne le comprend pas. Les résultats sont présentés au tableau 8.


Tableau 8
Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de l’année en cours ou des années suivantes, pour les femmes qui reçoivent un relevé d’emploi en raison d’une blessure ou d’une maladie, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du Régime de pensions du Canada ou du Régime de rentes du Québec par rapport aux autres femmes
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Effets partiels moyens de la probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de l’année en cours ou des années suivantes Femmes âgées de 18 à 44 ans , Femmes âgées de 18 à 24 ans, Femmes âgées de 25 à 44 ans, Modèle 1 et Modèle 2, calculées selon effets partiels moyens unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Femmes âgées de 18 à 44 ans Femmes âgées de 18 à 24 ans Femmes âgées de 25 à 44 ans
Modèle 1 Modèle 2 Modèle 1 Modèle 2 Modèle 1 Modèle 2
effets partiels moyens
Année en cours 0,033Note *** 0,033Note *** 0,025Note *** 0,025Note *** 0,039Note *** 0,039Note ***
1 an plus tard 0,001 0,001 -0,012Note *** -0,012Note *** 0,012Note *** 0,012Note ***
2 ans plus tard 0,026Note *** 0,026Note *** 0,026Note *** 0,026Note *** 0,028Note *** 0,028Note ***
3 ans plus tard 0,021Note *** 0,021Note *** 0,015Note ** 0,015Note ** 0,027Note *** 0,027Note ***
4 ans plus tard 0,016Note *** 0,016Note *** 0,022Note *** 0,022Note *** 0,012Note ** 0,012Note **
5 ans plus tard 0,021Note *** 0,021Note *** 0,030Note *** 0,030Note *** 0,015Note ** 0,015Note **
6 ans plus tard 0,026Note *** 0,026Note *** 0,039Note *** 0,039Note *** 0,016Note ** 0,017Note **
7 ans plus tard 0,017Note ** 0,017Note ** 0,024Note ** 0,025Note ** 0,012Tableau 8 Note  0,013Tableau 8 Note 
8 ans plus tard 0,010 0,010 0,025Note ** 0,025Note ** 0,000 0,000
9 ans plus tard 0,000 0,000 -0,004 -0,004 0,004 0,004
10 ans plus tard ou plus -0,009Tableau 8 Note  -0,009Tableau 8 Note  0,001 0,001 -0,014Note * -0,014Note *

Les deux premières colonnes du tableau 8 présentent les résultats pour l’échantillon défini ci-dessus. Ils montrent que pour les modèles 1 et 2, le fait de recevoir un RE, des indemnités pour accidents du travail ou des prestations d’invalidité du RPC ou du RRQ au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  est généralement associé à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde, non seulement au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ , mais aussi au cours des années suivantes. Par exemple, les femmes qui avaient des absences du travail au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  étaient en moyenne 3,3 points de pourcentage plus susceptibles que les autres femmes de quitter le secteur des services de garde au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@ et 2,6 points de pourcentage plus susceptibles de le faire au cours de l’année t+6 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0bGaey4kaSIaaGOnaaaa@38B1@ .

Les deux dernières colonnes du tableau 8 montrent également un lien solide entre les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie au cours de l’année t MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWG0baaaa@370F@  et les départs du secteur des services de garde au cours des années suivantes pour les femmes âgées de 25 à 44 ans lorsqu’elles ont commencé un nouvel emploi dans l’industrie des services de garderie. Les colonnes 3 et 4 présentent des résultats semblables pour les femmes âgées de 18 à 24 ans lorsqu’elles ont commencé un nouvel emploiNote . En somme, le tableau 8 permet de confirmer que les absences du travail vécues au cours d’une année donnée sont généralement associées à une plus grande probabilité de quitter le secteur des services de garde au cours de cette même année et des années suivantes.

7 Discussion

Les estimations présentées aux tableaux 5, 7 et 8 concordent avec l’hypothèse selon laquelle les absences du travail en raison de blessures ou de maladies pourraient accroître la propension des travailleuses en garderie à quitter le secteur des services de garde. Toutefois, ces estimations ne peuvent pas faire l’objet d’une interprétation causale. La raison est que les travailleuses en garderie qui font l’objet d’absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie peuvent être différentes des autres travailleuses en garderie pour des aspects importants non mesurés (comme les traits de personnalité, les attitudes à l’égard du travail, la motivation et le souci du détail) qui sont corrélées avec la tendance à quitter le secteur des services de garde. Par exemple, si les travailleuses en garderie qui sont sujettes à des blessures ou à des maladies ont une propension supérieure à la moyenne (inférieure à la moyenne) à quitter le secteur des services de garde, les chiffres présentés jusqu’à maintenant surestimeront (sous-estimeront) l’incidence causale des absences du travail causées par des blessures ou des maladies sur la probabilité de quitter le secteur des services de garde.

Compte tenu de cette possibilité, il pourrait être utile de répondre à la question suivante : en supposant que les tableaux 5 et 7 présentent des estimations impartiales de l’incidence causale des absences du travail sur la propension à quitter le secteur des services de garde, dans quelle mesure, sur une base annuelle, les départs des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance du secteur des services de garde diminueraient si les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie étaient éliminées?

En 2016, 8,1 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance de l’échantillon large ont eu des absences du travail (tableau 2, colonne 5). Toutes choses étant égales par ailleurs, les personnes absentes étaient entre 5,7 et 6,6 points de pourcentage plus susceptibles que les autres de quitter le secteur des services de garde cette année-là (tableaux 5 et 7, colonne 5), selon que la définition principale ou l’autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde » soit utilisée. En multipliant ces deux ensembles de chiffres, on suppose que le passage à un scénario sans absence du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie pourrait réduire le nombre de départs d’éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance du secteur des services de garde de :

  1. 0,46 point de pourcentage (0,081 × 0,057 = 0,0046) sur une base annuelle (définition principale du terme « quitter le secteur des services de garde);
  2. 0,53 point de pourcentage (0,081 × 0,066 = 0,0053) sur une base annuelle (autre définition du terme « quitter le secteur des services de garde »).

Étant donné que les taux de départ globaux observés dans l’échantillon large parmi les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en 2016 variaient entre 7,1 % et 10,8 % (tableaux 4 et 6, colonne 5), les chiffres indiqués en a) et b) laissent entendre que ces taux de départ diminueraient légèrement (p. ex. de 10,80 % à 10,27 % en b) si les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie étaient éliminées.

Comme ces estimations ne reflètent peut-être pas l’incidence causale des absences du travail sur les taux de départ du secteur des services de garde, il convient de se poser une deuxième question : si les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie étaient éliminées, quelle est la réduction maximale des taux de départ qui pourrait être réalisée sur une base annuelle? Pour répondre à cette question, il faut supposer que s’ils n’avaient pas vécu d’absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie, aucun des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance n’aurait quitté le secteur des services de garde.

Selon ce scénario, les taux de départ des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance du secteur des services de garde auraient diminué de 0,83 point de pourcentage à 1,13 point de pourcentage, par rapport aux taux de référence de 7,1 % et de 10,8 %Note . En somme, la réduction maximale des taux de départ qui pourrait être réalisée à l’échelle nationale grâce à l’élimination des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie semble relativement limitée. Ce constat laisse entendre qu’il est peu probable que l’objectif d’accroître le maintien en poste des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance dans le secteur des services de garde soit atteint à l’échelle nationale seulement en réduisant (ou même en éliminant) les sources de ces absences du travail.

Les modèles logit de départ du secteur des services de garde estimés jusqu’à maintenant tiennent compte de la province de résidence, mais ne permettent pas que l’effet des absences du travail sur les départs varie d’une province à l’autre. Il s’agit d’une limitation, car les absences du travail sont probablement mesurées différemment au Québec (où les taux d’indemnités pour accidents du travail sont relativement élevés), comparativement aux autres provinces. En guise de vérification de la robustesse, des modèles logit de la probabilité de quitter le secteur des services de garde (autre définition) ont été estimés séparément pour chacune des quatre plus grandes provinces (Québec, Ontario, Alberta et Colombie-Britannique) pour l’échantillon large des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance.

Dans chacune de ces provinces, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient des absences du travail étaient, toutes choses étant égales par ailleurs, plus susceptibles de quitter le secteur des services de garde que les autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance. En présumant que les paramètres logit fournissent des estimations impartiales de l’incidence causale des absences du travail sur la propension à quitter le secteur des services de garde, les taux de départ des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance diminueraient légèrement dans chaque province si les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie étaient éliminées. Par exemple, les taux de départ des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en Ontario diminueraient de 0,3 point de pourcentage par rapport à un taux de départ de référence de 12,5 % (tableau 9). Selon l’hypothèse de rechange selon laquelle aucun des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avait des absences du travail n’aurait quitté le secteur des services de garde s’il n’avait pas été blessé ou malade, la réduction maximale du nombre de départs qui pourrait être réalisée en éliminant ces absences du travail serait, dans la plupart des provinces, marginale. Dans ce scénario, les taux de départ des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en Ontario diminueraient de 0,8 point de pourcentage par rapport à un taux de départ de référence de 12,5 %. La seule exception est le Québec, où les taux de départ des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance diminueraient de 1,2 point de pourcentage par rapport à un taux de départ de référence de 5,9 %, ce qui représente une baisse de 20 % des départs (tableau 9). Ensemble, ces chiffres confirment que la réduction des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie aura probablement, en général, une incidence limitée sur le maintien en poste global des employés.


Tableau 9
Réduction du nombre de départs d’éducateurs/éducatrices et d'aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance selon deux scénarios différents, provinces sélectionnées
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Réduction du nombre de départs d’éducateurs/éducatrices et d'aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance selon deux scénarios différents Québec, Ontario, Alberta et Colombie-Britannique(figurant comme en-tête de colonne).
Québec Ontario Alberta Colombie-Britannique
Scénario 1 : Les paramètres logit fournissent des estimations impartiales de l’incidence causale des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie sur les taux de départ
Réduction du nombre de départs (points de pourcentage) 0,3 0,3 0,7 0,7
Taux de départs des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance (en pourcentage) 5,9 12,5 18,7 15,3
Scénario 2 : Réduction maximale du nombre de départs associés à l’élimination des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie
Réduction maximale du nombre de départs (points de pourcentage) 1,2 0,8 1,5 1,4
Taux de départs des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance (en pourcentage) 5,9 12,5 18,7 15,3

8 Conclusion

Les absences du travail causées par des blessures ou des maladies peuvent amener certaines travailleuses en garderie à quitter le secteur des services de garde et, par conséquent, peuvent réduire le degré de maintien en poste du personnel dans ce secteur. À l’aide d’un échantillon large représentatif de femmes employées dans le secteur des services de garde, la présente étude documente, pour la première fois au Canada, le lien entre les absences du travail causées par des blessures ou des maladies et la probabilité que les travailleuses en garderie quittent le secteur des services de garde. Les principales conclusions sont les suivantes :

  1. Avant la pandémie de COVID-19, les absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie n’étaient pas très fréquentes chez les travailleuses en garderie. En 2018, 7,8 % des femmes employées dans l’industrie des services de garderie dans leur emploi principal avaient de telles absences du travail. Les pourcentages correspondants étaient plus faibles chez les femmes employées dans les écoles primaires et secondaires (4,2 %) et plus élevés chez les femmes employées dans les établissements de soins infirmiers et de soins pour bénéficiaires internes (10,6 %).
  2. Selon les échantillons analysés et les définitions utilisées du terme « quitter le secteur des services de garde », entre 9 % et 14 % des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui se sont absentés du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie en 2016 ont quitté le secteur des services de garde cette année-là. En revanche, les taux de départ des autres éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance étaient inférieurs, se situant entre 4 % et 11 %.
  3. Toutes choses étant égales par ailleurs, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui vivaient à l’extérieur du Québec, qui avaient moins de 35 ans, qui possédaient tout au plus un diplôme d’études secondaires, qui gagnaient un salaire relativement peu élevé, qui n’étaient pas syndiqués, qui n’avaient pas de régime de pension ou qui avaient été récemment embauchés étaient plus susceptibles que les autres de quitter le secteur des services de garde en 2016.
  4. Toutes choses étant égales par ailleurs, les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance qui avaient des absences du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie étaient plus susceptibles que les autres de quitter le secteur des services de garde en 2016.
  5. Les données de l’EPA donnent à penser que la pandémie de COVID-19 a entraîné une augmentation des absences du travail d’une semaine complète des éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance en 2020-2021, par rapport à la moyenne observée de 2000 à 2019.
  6. Étant donné que relativement peu d’éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance s’absentent du travail en raison d’une blessure ou d’une maladie au cours d’une année donnée, les efforts déployés pour réduire les absences du travail liées à une blessure ou à une maladie ou pour les éliminer complètement auront probablement une incidence limitée sur le maintien en poste global des employés dans le secteur des services de garde. Ce constat donne à penser que les stratégies visant à accroître le maintien en poste global des employés dans ce secteur devront probablement compter sur un ensemble d’outils plus vaste que ceux visant uniquement à réduire les absences du travail causées par des blessures ou des maladies.

Plusieurs limites doivent être prises en compte. D’abord, le fait que les réductions des absences du travail causées par des blessures ou des maladies auront probablement une incidence limitée sur le maintien en poste global des employés dans le secteur des services de garde n’élimine pas la possibilité que de telles réductions puissent avoir une incidence importante dans certaines garderies, à savoir celles qui comptent sur quelques employés seulement pour leurs opérations. Deuxièmement, les taux de départ du secteur des services de garde peuvent différer d’une garderie à l’autre en fonction de plusieurs caractéristiques, comme la taille de l’établissement et le fait que les centres œuvrent dans des établissements réglementés ou non. Troisièmement, les taux de départ peuvent également différer pour les éducateurs/éducatrices et aides-éducateurs/aides-éducatrices de la petite enfance accrédités et non accrédités. Quatrièmement, il faut s’attendre à ce que le roulement du personnel dans les garderies soit beaucoup plus élevé que le taux de départ du secteur des services de garde documenté dans la présente étude. Enfin, l’ampleur du lien entre les absences du travail causées par des blessures et des maladies et les départs des employés du secteur des services de garde a peut-être changé avec le début de la pandémie de COVID-19. En raison des limites des données, ces questions n’ont pas pu faire l’objet d’une enquête.

Annexe : Absences d’une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité pendant la pandémie de COVID-19

La mesure dans laquelle la pandémie de COVID-19 a eu une incidence sur les absences du travail des travailleuses en garderie peut être évaluée à l’aide de l’Enquête sur la population active. Pour examiner cette question, on tient compte des femmes âgées de 18 à 60 ans qui étaient des travailleuses rémunérées dans l’industrie des services de garderie (code 6244 du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord). Le pourcentage de personnes qui ont dû s’absenter pendant une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité a été calculé de janvier 2000 à septembre 2022. Les résultats sont présentés dans le graphique A.1 de l’annexe.

Graphique A.1 de l’annexe Pourcentage de travailleuses en garderie qui s’absentent pour une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité, 2000 à 2022

Description du Graphique A.1 de l’annexe 
Tableau de données du graphique A.1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique A.1 Toutes les femmes du SCIAN 6244, Moyenne de 2000 à 2022 et Femmes éducatrices et aides-éducatrices selon le SCIAN 6244, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Toutes les femmes du SCIAN 6244 Moyenne de 2000 à 2022 Femmes éducatrices et aides-éducatrices selon le SCIAN 6244
pourcentage
2000 1,5 2,2 1,5
2001 1,9 2,2 1,9
2002 2,0 2,2 2,0
2003 2,5 2,2 2,2
2004 2,0 2,2 2,1
2005 2,1 2,2 2,3
2006 1,8 2,2 1,9
2007 2,4 2,2 2,4
2008 2,5 2,2 2,4
2009 2,6 2,2 2,5
2010 1,7 2,2 1,6
2011 2,4 2,2 2,0
2012 1,8 2,2 1,8
2013 2,2 2,2 1,9
2014 2,3 2,2 2,4
2015 3,1 2,2 3,1
2016 2,8 2,2 2,2
2017 1,9 2,2 2,1
2018 2,5 2,2 2,7
2019 2,7 2,2 2,8
2020 4,0 2,2 4,2
2021 3,9 2,2 4,1
2022 3,3 2,2 3,5

De 2000 à 2019, 2,2 % des éducatrices et aides-éducatrices de la petite enfance s’étaient absentées pendant une semaine complète en raison d’une maladie ou d’une incapacité au cours d’une année donnée, en moyenne. En 2020, cette proportion est passée à 4,2 %. Elle était semblable en 2021, à 4,1 %. Mesuré au cours des neuf premiers mois de 2022, le pourcentage d’éducatrices et d’aides-éducatrices de la petite enfance ayant de telles absences s’élevait à 3,5 %. Ensemble, ces chiffres donnent à penser que la pandémie de COVID-19 a entraîné une augmentation des absences du travail d’une semaine complète des éducatrices et aides-éducatrices de la petite enfance d’environ 2 points de pourcentage en 2020-2021, comparativement à une moyenne à long terme de 2,2 %. Cette conclusion tient compte de toutes les femmes employées dans l’industrie des services de garde.

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