Direction des études analytiques : documents de recherche
S’adapter au changement : l’incidence de la pandémie de COVID-19 sur les transitions relativement au travail autonome au Canada

Remerciements

L’auteur tient à remercier Amélie Lafrance-Cooke, Huju Liu, Wulong Gu, Marc Frenette, Ryan Macdonald, Lyming Huang et Mamour Fall pour leurs commentaires utiles. L’auteur tient également à remercier Evelyne Bougie, Martha Patterson et les participants à l’Atelier d’interprétation de données à Statistique Canada. Enfin, il est très reconnaissant envers  Winnie Chan pour son aide dans la préparation des données.

Résumé

Les transitions professionnelles des particuliers vers le travail autonome non constitué en société et hors de celui-ci, et vers la propriété d’entreprises constituées en société et hors de celle-ci, au moment de la pandémie de COVID-19 sont peu documentées dans le contexte du marché du travail canadien. La présente étude s’appuie sur la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, couvrant la période de 2017 à 2021, pour quantifier la dynamique de l’entrée sur le marché du travail autonome et de la sortie de ce marché pendant la pandémie de COVID-19. Elle s’intéresse également à la manière dont cette dynamique varie selon les caractéristiques des travailleurs avant la pandémie.

Cette étude fournit des renseignements sur l’entrée sur le marché du travail autonome et la sortie de celui-ci, ainsi que des estimations modélisées de la probabilité de transition. L’analyse et les modèles prennent en considération la province, le secteur d’activité et l’année, mais pas les programmes d’aide à l’emploi.

Les résultats suggèrent une diminution du travail autonome, comme en témoignent à la fois les taux d’entrée plus faibles et les taux de sortie plus élevés au début de la pandémie. Cette diminution était plus marquée pour le travail autonome non constitué en société que pour la propriété d’entreprises constituées en société. De plus, les résultats révèlent certaines différences notables dans l’ampleur des variations selon les caractéristiques des travailleurs. Par exemple, au début de la pandémie, les variations les plus marquées des flux de travail autonome ont été observées chez les femmes, les personnes à faible revenu, les immigrants, les travailleurs âgés de 24 ans et moins, les personnes qui ont plus de quatre enfants et celles qui ont un conjoint travailleur autonome.

Cette étude met en évidence l’effet que les caractéristiques des travailleurs peuvent avoir eu sur les transitions vers le travail autonome au moment de la pandémie de COVID-19, et les transitions hors de celui-ci. Ce faisant, elle fournit aux décideurs des indications utiles sur les transitions d’emploi en période de ralentissement économique.

1 Introduction

L’activité entrepreneuriale, y compris le travail autonome, est un moteur important de croissance économique, de productivité et d’innovation. Les entrepreneurs apportent de nouvelles idées, créent des emplois et stimulent la concurrence (Schumpeter, 1942). Bien que de nombreuses études aient établi un lien entre l’entrepreneuriat et le travail autonome, ce dernier concept fait référence à un groupe plus diversifié, allant de grandes entreprises constituées en société à de petites entreprises non constituées en société, comme celles effectuant la livraison de nourriture à temps partiel (Schoar, 2010; Grekou et Liu, 2018). Au Canada, la part du travail autonome, y compris celle du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et de la propriété d’entreprises constituées en société, dans l’emploi total a diminué de 2000 à 2023 (voir la figure A1 en annexe). D’après des études antérieures portant sur les facteurs déterminants du travail autonome des particuliers, ce changement est attribuable à des possibilités insuffisantes et inadéquates pour accéder au secteur rémunéré ou en sortir, un faible taux de chômage, des salaires élevés, une population vieillissante et un milieu des affaires plus complexe (Leung et Robinson, 2011). La présente étude contribue à cette littérature en quantifiant les transitions d’un emploi rémunéré vers un travail autonome et vice versa pendant la pandémie de COVID-19.

La pandémie a offert des possibilités et poser des défis pour les travailleurs autonomes. D’une part, la perte d’emplois et les perturbations dans l’industrie en raison de la COVID-19 (Statistique Canada, 2020) peuvent avoir poussé certaines personnes vers le travail autonome pour maintenir leurs moyens de subsistance. De plus, la COVID-19 a également créé des facteurs d’attraction, comme des possibilités de travail à distance et des progrès technologiques rapides pouvant stimuler les initiatives entrepreneuriales. Par contre, malgré les divers programmes^Note  offerts pour soutenir les travailleurs et les entreprises, les mesures restrictives en matière de santé et les politiques de distanciation physique peuvent avoir limité les possibilités de croissance pour les nouveaux venus et les petites entreprises, ce qui a entraîné des fermetures (Leung et Liu, 2022)^Note . Par exemple, en 2020, le nombre de nouvelles entreprises a diminué de 5,4 % par rapport à l’année précédente (Lafrance-Cooke et Leung, 2024).

Malgré les efforts du gouvernement pour stimuler le marché du travail pendant la pandémie, plusieurs études ont fait état de résultats plus faibles sur le marché du travail pour diverses catégories de travailleurs, y compris les employés rémunérés, les travailleurs autonomes et les propriétaires d’entreprise. Lors de leur analyse du travail autonome au Canada, Beland, Fakorede et Mikola (2020) ont relevé une importante diminution du nombre de propriétaires d’entreprise, d’employés et d’heures travaillées de février à juillet 2020. Dans la même veine, Lemieux, Milligan, Schirle et Skuterud (2020) ont démontré que la pandémie a entraîné une baisse du nombre agrégé d’heures travaillées hebdomadaires et de l’emploi de février à avril 2020. De plus, la pandémie a eu une incidence négative disproportionnée sur les résultats sur le marché du travail de certains groupes, comme les femmes (Grekou et Lu, 2021), les personnes moins scolarisées (Beland, Fakorede et Mikola, 2020), les minorités visibles (Tam, Sood et Johnston, 2020a) et les entreprises détenues majoritairement par des femmes et des immigrants (Gueye, 2024). Kurmann, Lalé et Ta (2020) ainsi que Fairlie, Couch et Xu (2020) ont obtenu des résultats semblables pour les minorités et les immigrants aux États-Unis.

À ce jour, la littérature fournit peu de données probantes sur la transition vers le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et vers la propriété d’entreprises constituées en société, ou la transition hors de ceux-ci, durant la période de la pandémie. Autrement dit, on en sait peut sur les mouvements entre ces modes de travail, sur le plan de l’entrée dans le travail autonome ou la propriété d’entreprise et la sortie de ceux-ci autour de la période pandémique, dans le contexte canadien. Par ailleurs, une meilleure compréhension de la manière de l’intersection entre le profil des travailleurs et ces transitions peut nous renseigner sur la culture de l’entrepreneuriat dans le contexte de la pandémie.

La présente étude vise à déterminer la façon dont la dynamique de la catégorie de travailleur (emploi rémunéré, travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et propriété d’entreprises constituées en société) a changé de 2017 à 2021 au niveau du travailleur. De plus, elle permet d’examiner la relation entre les caractéristiques des travailleurs au cours des années précédant la pandémie et leur choix de transition d’emploi, c’est-à-dire : 1) d’un emploi rémunéré à un travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société ou à la propriété d’entreprises constituées en société; ou 2) d’un travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société ou de la propriété d’entreprises constituées en société à un emploi rémunéré. Tout au long de la présente étude, le terme « travail autonome » est utilisé pour désigner à la fois le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société.

Cette étude contribue à la littérature de plusieurs façons. Elle présente les effets à court terme de la COVID-19 sur le marché du travail au niveau le plus désagrégé de la personne plutôt qu’au niveau du secteur et de l’entreprise, comme c’était le cas dans les études antérieures. De plus, elle examine les facteurs régissant les décisions des travailleurs relatives à la transition professionnelle. Bien que la pandémie ait joué un rôle déclencheur dans les décisions touchant la transition d’une catégorie d’emploi à une autre, il n’en demeure pas moins que cette transition varie en fonction de divers facteurs, y compris l’industrie, la région et les caractéristiques des travailleurs. L’étude contribue aussi à la littérature en s’intéressant à la transition de l’emploi rémunéré vers le travail autonome et hors de celui-ci pendant la pandémie selon les caractéristiques des travailleurs.

Alors que des études antérieures se sont penchées sur les répercussions de la détérioration des conditions économiques, y compris la crise financière, sur le travail autonome (LaRochelle-Côté et Gilmore, 2009; Lin, Picot et Compton, 2000), peu d’entre elles se sont intéressées à l’entrée sur le marché du travail autonome et à la sortie de ce marché pendant la COVID-19. Cette étude vise à quantifier les transitions pendant la pandémie. Ce faisant, elle contribue également à la littérature visant à comprendre les facteurs et les contraintes relatives au travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et à la propriété d’entreprises constituées en société.

Enfin, cette étude fournit des renseignements pour la formulation de politiques et de programmes ciblés visant à aider les travailleurs selon leur profil et leur transition entre les différentes catégories d’emplois.

Le reste du présent article est structuré comme suit. La section 2 présente les données et la méthodologie utilisées dans l’étude. La section 3 présente les principales constatations. La section 4 expose les résultats et la conclusion en présentant certaines limites et des pistes de recherches futures.

2 Données et méthodologie

2.1 Source de données

La présente étude repose sur la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés (BDCDEE), pour la période allant de 2017 à 2021, ce qui permet d’observer et de suivre les caractéristiques sociodémographiques et économiques des personnes, y compris l’emploi, au fil du temps. La BDCDEE est une base de données appariée entre les entreprises canadiennes et les travailleurs, créée en couplant plusieurs fichiers de données fiscales administratives, y compris les fichiers de données fiscales des particuliers (Formulaire T1 – Déclaration de revenus et de prestations) et les fichiers de rémunération d’emploi des particuliers (T4 – État de la rémunération payée), le Fichier des familles T1, le Fichier des immigrants reçus, et les fichiers de données fiscales des entreprises constituées en société (T2 – Déclaration de revenus des sociétés) et des entreprises non constituées en société (T1 – Déclaration de revenus des entreprises). Par conséquent, les données fournissent des renseignements détaillés sur les travailleurs rémunérés et les travailleurs autonomes, comme l’âge, le sexe, l’état matrimonial, le statut d’immigrant, la composition de la famille, le revenu provenant d’emplois rémunérés, le revenu tiré d’un travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société, le revenu des sociétés détenues et l’industrie connexe.

La population étudiée se limité aux travailleurs actifs qui étaient soit des employés rémunérés, des travailleurs autonomes non constitués en société ou des propriétaires d’entreprise au cours de chacune des trois années (2017 à 2019) précédant la pandémie. Les chômeurs et les personnes inactives sont exclus de l’analyse^Note . Par conséquent, cette étude porte sur les transitions autour de la COVID-19 pour une catégorie donnée de travailleurs. Aux fins de la présente, conformément à la littérature connexe (Grekou et Liu, 2018; Liu et Zhang, à paraître), une personne est considérée comme un employé rémunéré, un travailleur autonome non constitué en société ou un propriétaire d’entreprise au cours d’une année donnée en fonction de sa principale source de revenu, c’est-à-dire la plus élevée. Ces catégories de type d’emploi sont utilisées pour définir les états de transition d’emploi de 2017 à 2021.

2.2 Méthodologie

La méthodologie utilisée pour cette étude comporte deux volets : une analyse descriptive et un modèle de régression.

Premièrement, l’analyse descriptive comprend des statistiques sur les transitions d’un emploi à un autre selon les caractéristiques des travailleurs. Ces statistiques descriptives sont produites selon trois dimensions : les caractéristiques démographiques (âge, sexe, état matrimonial et statut d’immigrant), les caractéristiques économiques (secteur économique et quintile de revenu) et la composition de la famille (nombre d’enfants et catégorie de travailleur du conjoint).

Deuxièmement, l’analyse économétrique évalue la relation entre la pandémie et la transition d’un emploi à un autre, ainsi que la corrélation entre cette transition et les caractéristiques des travailleurs. Pour ce faire, deux équations sont évaluées. L’équation (1) ci-dessous quantifie la mesure dans laquelle il était plus ou moins probable que des transitions se produisent pendant la pandémie par rapport à avant la pandémie. Le modèle probit suivant est estimé :

$$\text{Pr}(TransiEmp{l}_{it}^{k,s}=1)=\alpha COVI{D}_t+X_{ijt-1}\beta +Industri{e}_j+Provinc{e}_p+{\epsilon }_{it}\text{ (1)}$$

où $TransiEmp{l}_{it}^{k,s}$ est une variable latente égale à 1 si une personne i passe de la catégorie de travailleur k (au cours de l’année t-1) à s (au cours de l’année t). Les valeurs k et s sont l’emploi rémunéré, le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société ou la propriété d’entreprises constituées en société. Le vecteur $X_{ijt-1}$ tient compte des caractéristiques des personnes et des entreprises (mesurées au cours de l’année précédente, t-1), y compris des valeurs nominales pour la catégorie d’âge, le statut d’immigrant, le nombre d’enfants, un indicateur précisant si le conjoint travaille à son compte, la région urbaine, le revenu et la taille de l’entreprise. Le modèle comprend également les effets fixes de l’industrie et de la province, respectivement désignés par $Industri{e}_j$ et $Provinc{e}_p$. La liste complète des définitions et des mesures des variables est fournie dans la sous-section suivante.

L’utilisation d’une variable nominale pour comparer la période précédant la pandémie et la période de pandémie ne tient pas compte de la tendance antérieure à la COVID-19. Dans le graphique A1, une tendance à la baisse évidente du travail autonome a été observée avant la COVID-19. L’équation (1) pourrait potentiellement surestimer l’incidence de la COVID-19 et cacher une partie de la variation de la transition vers le travail autonome attribuable aux cycles économiques.

Par conséquent, un exercice de robustesse est effectué et présenté en annexe à l’aide d’une méthodologie d’étude d’événements avec valeurs nominales pour chaque année, à l’exception de 2019 (l’année de référence) pour estimer l’incidence de chaque année sur les transitions d’emploi. Les coefficients obtenus fournissent une comparaison de l’effet de la COVID-19 en 2020. Officiellement, le modèle suivant est évalué :^Note 

$$\text{Pr}(TransiEmp{l}_{it}^{k,s}=1)={\sum }_{k=2018}^{2020}Année\_VarNom\left(k\right)+X_{ijt-1}\beta +Industri{e}_j+Provinc{e}_p+{\epsilon }_{it}\text{ (2)}$$

où $Année\_VarNom\left(k\right)$ est une variable binaire égale à 1 pour l’année k et 0 autrement. L’année 2019 est utilisée comme catégorie de référence et est donc exclue de l’équation (2).

Pour examiner plus en détail la façon dont l’effet à court terme de la COVID-19 varie selon les caractéristiques des travailleurs, l’équation (3) est estimée à l’aide de termes d’interaction supplémentaires comme suit :

$$\text{Pr}(TransiEmp{l}_{it}^{k,s}=1)=\alpha COVI{D}_t+X_{ijt-1}\beta +COVI{D}_t * X_{ijt-1}\delta +Industri{e}_j+Provinc{e}_p\text{ (3)}$$

Pour faciliter l’interprétation, les coefficients estimés dans toutes les équations sont présentés sous forme d’effets marginaux plutôt que de changement du score-z (distribution normale standard) associé à une variation d’une unité dans la variable prédictive.

2.3 Définitions et mesure des variables clés

2.3.1 Variable dépendante : statut de transition d’emploi

Supposons que $TransiEmp{l}_{it}$ désigne une variable binaire de la transition d’emploi d’une personne i à l’année t. La variable est égale à 1 si la catégorie de travailleur à l’année t-1 diffère de celle à l’année t, et à 0 autrement. Six états de transition d’emploi sont pris en compte :

1. emploi rémunéré à travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société;
2. emploi rémunéré à propriété d’entreprises constituées en société;
3. travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société à emploi rémunéré;
4. travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société à propriété d’entreprises constituées en société;
5. propriété d’entreprises constituées en société à emploi rémunéré;
6. propriété d’entreprises constituées en société à travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société.

Il est important de faire la distinction entre ces états de transition, étant donné que des études antérieures soulignent des différences substantielles dans la dynamique d’entrée et de sortie^Note  des deux types de travail autonome (Grekou et Liu, 2018; Liu et Zhang, à paraître). Les nouveaux venus qui démarrent dans le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société (entrants) sont respectivement enregistrés par les états (1) et (2), tandis que les états (3) et (5) comprennent les sorties du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et de la propriété d’entreprises constituées en société. Les états de transition entre les types de travail autonome (c.-à-d. les états [4] et [6]) ne sont pas abordés dans la présente étude. Elle porte plutôt sur les transitions d’un emploi rémunéré vers les deux types de travail autonome et des deux types de travail autonome vers un emploi rémunéré. Les entrées dans la catégorie du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et celle de la propriété d’entreprises constituées en société désignent les personnes qui sont travailleurs autonomes non constitués en société ou propriétaires d’entreprise pour l’année en cours, mais qui ne l’étaient pas l’année précédente. À l’inverse, les sorties concernent les personnes qui étaient des travailleurs autonomes non constitués en société ou des propriétaires d’entreprise au cours de l’année précédente, mais qui ne le sont pas dans l’année en cours. Par conséquent, le taux d’entrée pour l’année t est défini comme le nombre d’entrées pour l’année t divisé par la population de travailleurs pour l’année t-1. De même, le taux de sortie de l’année t est défini comme le nombre de sorties du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et de la propriété d’entreprises constituées en société divisé par la population totale de travailleurs de l’année t-1.

Les états de transition d’emploi sont utilisés pour calculer les taux d’entrée et de sortie au niveau annuel^Note  pour un groupe d’intérêt donné. Ces groupes comprennent l’ensemble des travailleurs et des sous-groupes de travailleurs selon 1) le secteur économique, 2) le sexe et l’état matrimonial, 3) le nombre d’enfants, 4) le statut de travailleur autonome du conjoint, 5) le groupe d’âge, 6) le statut d’immigrant et 7) le quintile de revenu. Supposons que $p_{gt}^{k,s}$ désigne le taux de transition de la catégorie de travailleur k à s d’un groupe g à l’année t. $p_{gt}^{k,s}$ est obtenu comme suit :

$$p_{gt}^{k,s}=\frac{{{\displaystyle \sum }}_i^{N_{g,t-1}}(TransiEmp{l}_{it}^{k,s}=1)}{N_{g,t-1}}\text{ (4)}$$

où $N_{g,t-1}$ est le nombre total de travailleurs du groupe g au cours de l’année précédente t-1. k et s sont l’emploi rémunéré, le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société ou la propriété d’entreprises constituées en société.

2.3.2 Variables indépendantes : caractéristiques des personnes et des entreprises

La principale valeur explicative d’intérêt est la variable binaire $COVID$, égale à 1 pour la période de 2020 à 2021 et à 0 autrement. Le coefficient associé à cette variable saisit l’effet à court terme de la pandémie sur la probabilité qu’une personne passe d’une catégorie de travailleur à une autre.

Poursuivant dans la même voie que les ouvrages connexes publiés sur les transitions relatives au travail autonome (Lin, Picot et Compton, 2000; Cowan, 2020), les variables indépendantes tiennent compte des caractéristiques des personnes, des familles et des entreprises. Les renseignements sur la personne et la famille comprennent l’âge, le sexe, l’état matrimonial, un indicateur précisant si le conjoint est un travailleur autonome, le nombre d’enfants^Note , le statut d’immigrant, le revenu et le lieu de résidence. Hommes ou femmes indiquent les valeurs de sexe de manière dichotomique. Quatre groupes d’âge sont pris en compte : 15 à 24 ans, 25 à 44 ans, 45 à 64 ans et 65 ans et plus. Le lieu de résidence est classé comme urbain ou rural. La province de résidence est également comprise dans les valeurs prises en compte. En ce qui concerne l’état matrimonial, l’analyse permet de faire la distinction entre les personnes mariées^Note  et celles ne l’étant pas. L’état matrimonial est un facteur important à prendre en considération au moment d’analyser la décision d’une personne de devenir travailleur autonome ou de cesser de l’être. Des études empiriques fournissent des données probantes indiquant que l’aide et le soutien émotionnels familiaux (y compris la stabilité du revenu) reçus par les personnes mariées par rapport aux personnes non mariées sont susceptibles de favoriser leur entrée sur le marché du travail autonome (Borjas, 1986; Blumberg et Pfann, 2001). Enfin, le statut d’immigrant comprend les immigrants récents (arrivés il y a cinq ans ou moins), les immigrants de longue date (au Canada depuis plus de cinq ans) et les personnes nées au Canada. En ce qui concerne les caractéristiques des entreprises, le modèle privilégié tient compte de la taille de l’entreprise et du code à deux chiffres du Système de classification des industries de l’Amérique du Nord.

L’ensemble de variables indépendantes est mesuré à une période antérieure afin de mieux estimer la causalité des caractéristiques des travailleurs sur les transitions d’emploi.

3 Résultats

3.1 Analyse descriptive

3.1.1 La réduction du nombre de travailleurs autonomes non constitués en société et de propriétaires d’entreprises constituées en société est proportionnellement plus élevée que celle des employés rémunérés

Au cours de la période de la pandémie de 2020 à 2021, le nombre de travailleurs s’est élevé à près de 10 millions, soit une diminution d’environ 3 millions par rapport à la moyenne de la période de 2017 à 2019, comme le montre le tableau 1^Note . Cette baisse a été observée dans les trois catégories de travailleur. De plus, le tableau 1 indique que les travailleurs étaient plus nombreux dans la catégorie de l’emploi rémunéré d’environ 82 % avant la pandémie. Cette proportion a augmenté de près de 5 points de pourcentage en moyenne au cours de la période de 2020 à 2021, peut-être pour deux raisons. Premièrement, les personnes quittant le marché du travail provenaient surtout de la catégorie du travail autonome plutôt que de celle de l’emploi rémunéré. Deuxièmement, une certaine fraction des travailleurs autonomes de la période prépandémie avait obtenu un emploi rémunéré au cours de la période de 2020 à 2021. Pour ce dernier argument, la pandémie de COVID-19 peut avoir eu une incidence plus importante sur le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société que sur l’emploi rémunéré. Puisque les entreprises ayant des employés rémunérés recevaient du soutien gouvernemental (p. ex. la subvention salariale), ces employés étaient plus susceptibles de conserver leur emploi. Pour le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société, le revenu a été touché négativement, de sorte que le revenu provenant d’un travail autonome n’était plus la principale source de revenu. En ce qui concerne la proportion de travailleurs autonomes non constitués en société et de propriétaires d’entreprise, elle a diminué de 2 points de pourcentage au cours de la période, ce qui indique des mouvements de transition des personnes entre chaque catégorie de travailleur.

3.1.2 Moins de 3 % des travailleurs ont changé de statut pendant la pandémie de COVID-19

Le tableau 2 présente le taux de travailleurs ayant changé de types d’emplois au cours des années précédant la pandémie et au cours de celle-ci. Une faible proportion (moins de 3 %) de la population étudiée a effectué cette transition au cours de la période d’échantillonnage. De plus, les données brutes montrent une réduction du nombre de transitions, conformément à la baisse globale du nombre total de travailleurs observée de 2020 à 2021.

Comparativement à la période prépandémie, les taux de transition vers les catégories du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et de la propriété d’entreprises constituées en société étaient plus faibles de 2020 à 2021. Par exemple, parmi tous les travailleurs, en moyenne, 0,74 % ont fait la transition d’un emploi rémunéré pour devenir travailleurs autonomes non constitués en société de 2017 à 2019. Ce taux a diminué d’environ 23 %, pour atteindre 0,57 % de 2020 à 2021, ce qui indique un taux d’entrée inférieur d’employés rémunérés dans le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société.

En revanche, les données montrent une augmentation du taux de sortie du travail autonome vers l’emploi rémunéré pendant le début de la pandémie. Ensemble, les taux d’entrée plus faibles et les taux de sortie plus élevés peuvent expliquer la baisse des travailleurs autonomes non constitués en société attribuable à la pandémie. Ce résultat est conforme aux conclusions antérieures faisant état d’une diminution du taux de travailleurs autonomes au Canada (Beland, Fakorede et Mikola, 2020). Toutefois, les données décrites au tableau 2 ne tiennent pas compte de la transition du chômage et du non-emploi vers le travail autonome ou du travail autonome vers le chômage et le non-emploi. Par conséquent, les estimations des taux de transition vers le travail autonome présentées dans l’étude pourraient être plus faibles que celles des données publiées (Statistique Canada, 2025).

3.1.3 La majorité des travailleurs ayant effectué une transition ont changé d’industrie

Le graphique 1 présente les taux de transition vers le travail autonome et hors de celui-ci se produisant au sein d’une industrie donnée, c’est-à-dire le taux de travailleurs qui changent de catégorie de travailleur sans changer d’industrie. Les flux des travailleurs autonomes sont liés aux travailleurs qui passent d’un emploi rémunéré à un travail autonome ou qui quittent un travail autonome pour un emploi rémunéré. La tendance générale est toujours observée pour les transitions au sein de leur industrie, c’est-à-dire une diminution du taux d’entrée sur le marché du travail autonome et une augmentation du taux de sortie pendant la pandémie. Toutefois, le graphique 1 montre que les taux de transition liés au travail autonome au sein de l’industrie d’emploi représentent une proportion plus faible comparativement à la transition hors de cette industrie. En outre, la différence est presque le double lorsque l’on envisage la transition pour devenir travailleur autonome non constitué en société ou pour ne plus l’être. Par exemple, au cours de la période de 2020 à 2021, le taux d’entrée sur le marché du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société dans la même industrie était de 0,23 %, soit environ la moitié du taux d’entrée total de 0,57 %.

Tableau de données du graphique 1

Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 1 Travail autonome au sein d'une entreprise non constituée en société, Propriété d’entreprises constituées en société, Total, Au sein de l’industrie précédente, Total et Au sein de l’industrie précédente, calculées selon unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Travail autonome au sein d'une entreprise non constituée en société		Propriété d’entreprises constituées en société
	Total	Au sein de l’industrie précédente	Total	Au sein de l’industrie précédente
	pourcentage
Note : Ce graphique illustre les taux d’entrée et de sortie des travailleurs autonomes au sein de l’industrie précédente par rapport à l’ensemble de l’échantillon de travailleurs. Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée
Moyenne (2017 à 2019)	0,74	0,31	0,41	0,18
2020 à 2021	0,57	0,23	0,36	0,17
Taux de sortie
Moyenne (2017 à 2019)	0,79	0,33	0,48	0,27
2020 à 2021	0,82	0,35	0,51	0,31

Pour faciliter la présentation, dans le reste des statistiques descriptives, on utilise le terme travail autonome pour désigner le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société. De plus, la transition vers le travail autonome (ou le contraire) est uniquement associée à la transition des travailleurs quittant ou obtenant un emploi rémunéré.

3.1.4 Les arts, les spectacles et les loisirs, ainsi que les services d’hébergement et de restauration étaient parmi les principales sources du travail autonome des travailleurs pendant la pandémie

Des études antérieures ont permis de faire état du rôle important du secteur économique du travail dans l’incidence sur les activités entrepreneuriales des gens (Wan, 2017). Le graphique 2 illustre les taux d’entrée (partie gauche) sur le marché du travail autonome et de sortie (partie droite) avant et pendant la pandémie selon le secteur économique d’origine, c’est-à-dire le secteur économique d’activité d’une personne un an avant son choix de transition. Ce graphique vise à examiner les secteurs économiques pour lesquels les taux de transition relatifs au travail autonome étaient importants. De 2020 à 2021, les taux d’entrée sur le marché du travail autonome étaient les plus élevés pour les travailleurs du secteur des arts, des spectacles et des loisirs (3,60 %), suivi de ceux des secteurs des autres services (sauf les administrations publiques) [3,50 %] et des services professionnels, scientifiques et techniques (3,43 %). En revanche, les travailleurs rémunérés des secteurs des administrations publiques, de la gestion de sociétés et d’entreprises, et des services publics étaient les moins susceptibles de devenir travailleurs autonomes. En ce qui concerne les taux de sortie du marché du travail autonome, la partie droite du graphique 2 indique qu’au cours de la période de 2020 à 2021, les travailleurs ayant quitté un travail autonome provenaient principalement du secteur des services d’hébergement et de restauration (2,45 %), suivi des secteurs de l’industrie de l’information et de l’industrie culturelle (2,32 %) et des services administratifs, des services de soutien, des services de gestion des déchets et des services d’assainissement (2,32 %).

Tableau de données du graphique 2

Tableau de données du graphique 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 2 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le secteur économique d’origine
Administrations publiques	0,00	0,00
Gestion de sociétés et d’entreprises	0,16	0,12
Services publics	0,54	0,40
Fabrication	0,57	0,44
Extraction minière, exploitation en carrière, et extraction de pétrole et de gaz	0,90	0,77
Services d’hébergement et de restauration	0,95	0,75
Commerce de détail et de gros	1,15	0,88
Finance et assurances	1,61	1,25
Industrie de l’information et industrie culturelle	2,36	1,77
Construction	3,17	2,44
Services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d’assainissement	3,51	2,61
Services immobiliers et services de location et de location à bail	3,52	2,70
Transport et entreposage	3,60	3,14
Services d’enseignement	3,96	3,27
Agriculture, foresterie, pêche et chasse	3,99	3,17
Soins de santé et assistance sociale	4,10	3,45
Autres services (sauf les administrations publiques)	4,56	3,50
Services professionnels, scientifiques et techniques	4,70	3,43
Arts, spectacles et loisirs	5,11	3,60
Taux de sortie selon le secteur économique d’origine
Agriculture, foresterie, pêche et chasse	1,34	1,37
Soins de santé et assistance sociale	1,53	1,58
Finance et assurances	1,89	1,85
Services publics	1,91	1,85
Administrations publiques	1,84	1,86
Commerce de détail et de gros	2,19	1,97
Fabrication	1,97	1,98
Gestion de sociétés et d’entreprises	2,07	1,99
Services professionnels, scientifiques et techniques	2,07	2,05
Autres services (sauf les administrations publiques)	2,12	2,05
Arts, spectacles et loisirs	1,94	2,06
Services immobiliers et services de location et de location à bail	1,77	2,08
Services d’enseignement	2,01	2,09
Transport et entreposage	2,11	2,16
Extraction minière, exploitation en carrière, et extraction de pétrole et de gaz	2,36	2,26
Construction	2,40	2,30
Services administratifs, services de soutien, services de gestion des déchets et services d’assainissement	2,31	2,32
Industrie de l’information et industrie culturelle	2,33	2,32
Services d’hébergement et de restauration	2,31	2,45

Au Canada, les effets de la pandémie ont varié d’une industrie à l’autre, et il y a eu des répercussions négatives significatives dans les secteurs de services. Les secteurs qui dépendent des interactions sociales (comme les services personnels en personne), des dépenses non essentielles et des ventes à l’étranger ont été particulièrement touchés par la pandémie de COVID-19 et ont subi des pertes importantes de revenus et d’emplois (Bernard, Fell et Li, 2021). Les employés et les entreprises de ces secteurs avaient peu ou pas d’options pour travailler à distance; ils ont pu entrer sur le marché du travail autonome ou le quitter pour équilibrer leurs ressources financières. Reflétant cela, le graphique 2 illustre donc les taux d’entrée et de sortie plus élevés des travailleurs des secteurs de services, y compris les arts, les spectacles et les loisirs, ainsi que les services d’hébergement et de restauration.

3.1.5 Les travailleurs mariés occupant un emploi rémunéré étaient plus susceptibles de devenir travailleurs autonomes pendant la COVID-19 que les travailleurs non mariés

Les taux de transition vers le travail autonome varient selon le sexe et l’état matrimonial des personnes (Lin, Picot et Compton, 2000). De 2020 à 2021, les travailleurs mariés enregistraient un taux d’entrée plus élevé que leurs homologues non mariés sur le marché du travail autonome, comme le montre le tableau 3. Ces taux sont plus élevés chez les hommes que chez les femmes. En ce qui concerne les sorties du marché du travail autonome, les données révèlent une augmentation des taux au début de la pandémie, peu importe le sexe et l’état matrimonial. Par exemple, même si le taux d’entrée a augmenté de 0,05 point de pourcentage chez les hommes mariés pour atteindre 1,78 %, il a augmenté de 0,08 point de pourcentage chez les femmes mariées au cours de la période de 2020 à 2021. Des résultats semblables sont obtenus pour les travailleurs non mariés.

Les données probantes tirées d’études canadiennes laissent entendre que les taux de travailleurs autonomes étaient beaucoup plus élevés chez les hommes que chez les femmes; l’écart se rétrécit continuellement au fil du temps (Leonard, Emery et McDonald, 2017). Au début de la pandémie, les femmes entrepreneures ont été particulièrement touchées, car elles ont tendance à travailler dans des domaines liés aux services, comme le commerce de détail, l’hébergement, le tourisme et les services de restauration (Grekou et Lu, 2021). Des études antérieures ont également révélé que le fait d’avoir un conjoint entrepreneur (travailleur autonome) augmente considérablement la probabilité que les personnes deviennent des travailleurs autonomes, parce qu’un conjoint travailleur autonome attire souvent l’autre personne pour qu’elle se joigne à l’entreprise familiale ou fonde sa propre entreprise (Lin, Picot et Compton, 2000). Cela pourrait en partie expliquer le taux de roulement généralement plus élevé des travailleurs autonomes mariés que celui des travailleurs autonomes non mariés^Note .

3.1.6 Les travailleurs ayant plus de quatre enfants et un conjoint travailleur autonome étaient moins susceptibles de devenir travailleurs autonomes au cours de la période de 2020 à 2021 par rapport à la période prépandémie

Les graphiques 3 et 4 ci-dessous décrivent, respectivement, les taux de transition vers le travail autonome selon le nombre d’enfants et si les travailleurs avaient un conjoint travailleur autonome. Quels que soient les facteurs sélectionnés, les résultats indiquent une baisse des taux d’entrée sur le marché du travail autonome et une augmentation des taux de sortie du marché du travail autonome au début de la pandémie. Toutefois, l’ampleur de la variation diffère d’un sous-groupe à l’autre. Les travailleurs ayant plus de quatre enfants et un conjoint travailleur autonome étaient moins susceptibles de devenir travailleurs autonomes au cours de la période de 2020 à 2021 par rapport à la période prépandémie.

Tableau de données du graphique 3

Tableau de données du graphique 3
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 3 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le nombre d’enfants
Aucun enfant	1,12	0,92
1 ou 2	2,03	1,50
3 ou 4	2,02	1,42
Plus de 4	3,12	0,39
Taux de sortie selon le nombre d’enfants
Aucun enfant	1,24	1,31
1 ou 2	2,11	2,26
3 ou 4	2,82	2,86
Plus de 4	3,25	2,62

Les résultats selon le nombre d’enfants (graphique 3) semblent intuitifs et conformes à la littérature connexe (Lin, Picot et Compton, 2000; Cowan, 2020). En fait, on s’attendrait à ce que les gens aient moins l’occasion de changer d’emploi à mesure que le nombre d’enfants augmente. Cela se justifie par le fait d’avoir moins de temps pour démarrer une entreprise et par la faible propension à assumer le risque et la perte de revenu causés par l’entrée sur le marché du travail autonome. Cependant, l’argument contraire est que le travail autonome offre un équilibre entre le travail et le temps en famille. Ainsi, à mesure que le nombre d’enfants augmente, les personnes trouvent le travail autonome plus attrayant, comme le montre le taux d’entrée de 2017 à 2019 présenté dans le graphique 3. En ce qui concerne l’incidence d’avoir un conjoint travailleur autonome (graphique 4), les ouvrages déjà publiés présentent des données probantes positives et négatives de cet effet sur la transition vers le travail autonome d’un travailleur. Par conséquent, on ne sait pas trop à quoi s’attendre en ce qui concerne l’incidence d’avoir un conjoint travailleur autonome sur la transition individuelle vers le travail autonome ou hors de celui-ci.

Tableau de données du graphique 4

Tableau de données du graphique 4
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 4 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le statut de travailleur autonome du conjoint
Oui	1,65	1,32
Non	1,13	0,96
Taux de sortie selon le statut de travailleur autonome du conjoint
Oui	2,81	2,96
Non	1,27	1,33

3.1.7 Les travailleurs à faible revenu et les travailleurs âgés de 24 ans et moins étaient les plus portés à avoir quitté un travail autonome pendant la pandémie

Il est important de tenir compte des différents taux de transition vers le travail autonome selon le groupe d’âge des travailleurs, compte tenu des répercussions disproportionnées de la pandémie sur les groupes d’âge plus jeunes. Le graphique 5 laisse entendre que la pandémie a réduit les taux d’entrée sur le marché du travail autonome et augmenté les taux de sortie pour tous les groupes d’âge. Plus précisément, les travailleurs âgés de 15 à 24 ans ont enregistré la plus forte diminution du taux d’entrée, qui est passé d’une moyenne de 1,24 % au cours des deux années précédant la pandémie à 0,91 % au cours de la période de 2020 à 2021 (soit une diminution de plus de 0,30 point de pourcentage). En ce qui concerne les taux de sortie, les estimations du graphique 5 montrent que de 2020 à 2021, les travailleurs âgés de 24 ans et moins étaient les plus nombreux à quitter le marché du travail autonome; leur taux de sortie était de 1,07 % (soit une augmentation de 0,17 point de pourcentage par rapport au taux moyen de 2017 à 2019).

Tableau de données du graphique 5

Tableau de données du graphique 5
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 5 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le groupe d’âge
15 à 24 ans	1,24	0,91
25 à 44 ans	1,62	1,35
45 à 64 ans	1,35	1,16
65 ans et plus	0,13	0,11
Taux de sortie selon le groupe d’âge
15 à 24 ans	0,90	1,07
25 à 44 ans	1,84	1,95
45 à 64 ans	1,47	1,56
65 ans et plus	0,33	0,34

En se concentrant sur l’évolution de l’emploi et des heures travaillées induite par la pandémie, Lemieux, Milligan, Schirle et Skuterud (2020) ont démontré que les jeunes travailleurs figuraient parmi les groupes les plus touchés. De plus, il est bien établi dans la littérature que les taux de roulement des travailleurs autonomes sont élevés chez les jeunes adultes dans le besoin ou parce que les jeunes adultes occupent des emplois temporaires dont les revenus sont faibles et instables (Beland, Fakorede et Mikola, 2020; Brochu, Créchet et Deng, 2020; Nichols, 2023). Conformément à ce dernier argument, la baisse des flux des travailleurs autonomes était plus marquée pour les travailleurs du quintile de revenu le plus bas, comme le montre le graphique 6. Comparativement à la moyenne de la période de 2017 à 2019, les taux d’entrée sur le marché du travail autonome des travailleurs du quintile de revenu le plus bas étaient d’environ 0,79 % de 2020 à 2021, soit une diminution d’environ 0,32 point de pourcentage. Comme le décrivent les graphiques 3 et 4, les flux élevés de travailleurs autonomes chez les jeunes travailleurs et les travailleurs à faible revenu concordent avec les ouvrages publiés pertinents sur la plus grande vulnérabilité de ces travailleurs en période de difficultés.

Tableau de données du graphique 6

Tableau de données du graphique 6
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 6 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le quintile de revenu
Les plus faibles (premier et deuxième)	1,11	0,79
Troisième	1,93	1,56
Quatrième	0,84	0,74
Le plus élevé	1,16	1,03
Taux de sortie selon le quintile de revenu
Les plus faibles (premier et deuxième)	0,53	0,54
Troisième	2,27	2,38
Quatrième	1,94	1,93
Le plus élevé	1,81	1,79

3.1.8 Après le début de la pandémie, les travailleurs autonomes immigrants ont connu des taux de roulement plus élevés que les travailleurs autonomes nés au Canada

Comparativement aux travailleurs nés au Canada, les travailleurs immigrants récents et de longue date ont connu les plus fortes baisses des taux d’entrée sur le marché du travail autonome et les plus fortes augmentations des taux de sortie au cours de la période de 2020 à 2021 par rapport à la période prépandémie. Le graphique 7 révèle que les taux d’entrée sur le marché du travail autonome chez les immigrants établis et récents s’élevait respectivement à 1,23 % et à 1,66 % en moyenne de 2017 à 2019 et qu’ils ont diminué pour s’établir respectivement à 1,06 % et à 1,46 % de 2020 à 2021. Ce changement de près de 0,2 point de pourcentage a également été observé dans leurs taux de sortie du marché du travail autonome; respectivement, le taux est passé de 1,67 % et de 2,03 % avant la pandémie à 1,89 % et à 2,24 % de 2020 à 2021. De plus, le graphique 7 indique que les taux de roulement des travailleurs autonomes étaient les plus faibles chez les travailleurs nés au Canada.

Tableau de données du graphique 7

Tableau de données du graphique 7
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique 7 Moyenne (2017 à 2019) et 2020 à 2021, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Moyenne (2017 à 2019)	2020 à 2021
	pourcentage
Source : Calculs de l’auteur à l’aide de la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés, 2017 à 2021.
Taux d’entrée selon le statut d’immigrant
Immigrants récents	1,66	1,46
Immigrants de longue date	1,23	1,06
Personnes nées au Canada	1,12	0,92
Taux de sortie selon le statut d’immigrant
Immigrants récents	2,03	2,24
Immigrants de longue date	1,67	1,89
Personnes nées au Canada	1,22	1,28

Il existe diverses raisons pour lesquelles la pandémie a pu toucher de façon disproportionnée les immigrants par rapport à la population née au Canada et pour lesquelles cet effet peut être plus important chez les immigrants récents. Les immigrants ont tendance à travailler dans des secteurs durement touchés par la pandémie, comme le tourisme (les hôtels, les restaurants et les loisirs), et ils ont des emplois de courte durée, donc ils sont les premiers à être licenciés en période de ralentissement économique (Slade, 2022; Hou, Picot et Zhang, 2020). De plus, les entrepreneurs immigrants récents font face à des obstacles en ce qui concerne l’accès au crédit en raison de leurs antécédents de crédit limités au Canada (Cukier et coll., 2017). Pour composer avec ces perspectives moins favorables sur le marché du travail, les travailleurs immigrants ont souvent recours à un travail autonome pour augmenter leur revenu d’emploi, ce qui donne lieu à des taux de roulement plus élevés sur le marché du travail autonome par rapport à ceux des travailleurs nés au Canada, comme le montre le graphique 7. 

En somme, l’analyse descriptive donne certains renseignements sur l’effet de la pandémie sur la transition des personnes vers le travail autonome ou hors de celui-ci. On observe des différences notables entre les caractéristiques des travailleurs qui quittent le travail autonome pour occuper des emplois rémunérés et celles des travailleurs qui entrent sur le marché du travail autonome après avoir quitté un emploi rémunéré. Une faible proportion de travailleurs ont changé de catégorie de travailleur entre l’emploi rémunéré et le travail autonome avant et après la pandémie. De plus, les résultats révèlent que la pandémie a été corrélée avec un déclin du travail autonome en raison d’une diminution du taux d’entrée et d’une hausse du taux de sortie. Toutefois, l’analyse montre également des différences importantes dans les flux des travailleurs autonomes lorsque l’on tient compte de certaines caractéristiques des travailleurs. Par exemple, les personnes mariées, les femmes, les jeunes travailleurs, les personnes à faible revenu, les immigrants et les travailleurs ayant plus de quatre enfants figuraient parmi les personnes enregistrant le taux de roulement le plus élevé sur le marché du travail autonome. De plus, la présente étude indique que les arts, les spectacles et les loisirs, ainsi que les services d’hébergement et de restauration étaient parmi les plus importantes sources de travail autonome.

Cette analyse descriptive sans condition ne suffit pas à établir un lien clair entre la pandémie et la transition des travailleurs vers le travail autonome ou hors de celui-ci. Une approche plus pratique consiste à évaluer les répercussions de la pandémie après avoir tenu compte des caractéristiques des travailleurs avant la transition. À cette fin, on utilise un modèle probit pour estimer les équations (1) à (3); les résultats sont décrits à la sous-section suivante.

3.2 Résultats multivariés

3.2.1 La baisse des taux de travailleurs autonomes induite par la pandémie se reflète à la fois par une baisse du nombre d’entrées et une augmentation du nombre de sorties

La présente sous-section permet d’examiner les répercussions initiales de la pandémie associées à la transition de l’emploi relative au travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et à la propriété d’entreprises constituées en société pour les travailleurs occupant ou quittant un emploi rémunéré. Les principaux résultats sont présentés dans les tableaux 4 et 5, respectivement, pour les probabilités d’entrer sur le marché du travail autonome et d’en sortir. Pour faciliter l’interprétation, les estimations des coefficients dans tous les tableaux correspondent aux effets marginaux plutôt qu’à la variation du score-z (distribution normale standard) associée à une variation d’une unité de la variable prédictive. Les effets marginaux mesurent, en points de pourcentage, la façon dont une variable prédictive donnée influence la probabilité d’entrer sur le marché du travail autonome depuis un emploi rémunéré ou l’inverse, par rapport au groupe de référence.

Le tableau 4 présente des estimations de l’équation (1) sur la probabilité d’entrer sur le marché du travail autonome depuis un emploi rémunéré. À la colonne (1), la variable dépendante est une variable binaire égale à 1 si un travailleur quitte un emploi rémunéré pour devenir travailleur autonome non constitué en société et à 0 autrement. De même, la variable dépendante à la colonne (2) est une variable binaire égale à 1 si un travailleur passe d’un emploi rémunéré à la propriété d’entreprises constituées en société et à 0 autrement. Toutes les spécifications tiennent compte de certaines caractéristiques des travailleurs mesurées au cours de l’année précédant la transition, t-1. Les modèles comprennent également les effets fixes des provinces et de l’industrie.

Les résultats du tableau 4 indiquent que la pandémie est associée négativement à la transition vers un travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et la propriété d’entreprises constituées en société depuis un emploi rémunéré. En ce qui concerne l’ampleur, la colonne (1) indique que la pandémie est associée à une baisse de 0,67 point de pourcentage de la probabilité de devenir travailleur autonome non constitué en société. Cette incidence est supérieure à la diminution de la probabilité de devenir propriétaire d’une entreprise constituée en société, comme le montre la colonne (2), c’est-à-dire 0,41 point de pourcentage.

De plus, les résultats du tableau 4 révèlent que les nouveaux venus sur le marché du travail autonome varient selon les caractéristiques des travailleurs antérieurs. Par exemple, alors que les femmes étaient proportionnellement moins nombreuses à travailler à leur compte que les hommes, les immigrants récents et les travailleurs dont le conjoint était travailleur autonome étaient, respectivement, plus susceptibles de le faire par rapport aux travailleurs nés au Canada et à ceux qui n’avaient pas de conjoint travailleur autonome. Ces estimations concordent avec l’analyse descriptive présentée à la sous-section précédente.

En ce qui concerne la probabilité de quitter un travail autonome, les estimations du tableau 5 indiquent que la pandémie est associée à une probabilité plus élevée que les travailleurs en quittent un. La pandémie est associée à une hausse de 0,93 point de pourcentage du taux de sortie d’un travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société et de 0,57 point de pourcentage du taux de sortie de la propriété d’entreprises constituées en société.

Le tableau 5 montre également l’association entre les caractéristiques individuelles et la probabilité de quitter un travail autonome. Dans l’ensemble, ces caractéristiques (c.-à-d. le sexe, le groupe d’âge et le statut de travailleur autonome du conjoint) sont les mêmes que celles relevées dans le cas de l’entrée sur le marché du travail autonome. Toutefois, en ce qui concerne la probabilité de quitter un travail autonome, les femmes et les immigrants de longue date présentent des signes opposés par rapport à la probabilité d’intégrer le marché du travail autonome.

Ensemble, les résultats des tableaux 4 et 5 montrent que la diminution des taux de travail autonome est associée à la pandémie, comme en témoignent la baisse des taux d’entrée dans le travail autonome et la hausse des taux de sortie du travail autonome. Ces estimations sont statistiquement significatives et concordent avec les résultats de l’analyse descriptive. Cependant, on peut soutenir que ces estimations sont plus élevées que l’effet réel associé à la COVID-19, puisqu’elles comprennent la tendance à la baisse du travail autonome attribuable aux cycles économiques. Pour vérifier cet argument, l’équation (2) est évaluée, et les résultats sont présentés au tableau A.1 de l’annexe. Les résultats sont semblables à ceux obtenus dans l’équation (1), ce qui laisse entendre que le modèle isole correctement l’association avec la COVID-19.

Les répercussions quantitatives initiales de la pandémie sur les flux de travailleurs autonomes au niveau de la main-d’œuvre décrites dans la présente étude font écho aux conclusions d’études antérieures fondées sur des données canadiennes à un niveau plus agrégé (au niveau du secteur ou de l’entreprise). Beland, Fakorede et Mikola (2020) ont constaté une diminution marquée du nombre de propriétaires de petites entreprises de février à juillet 2020, au début de la pandémie. De même, Lemieux, Milligan, Schirle et Skuterud (2020) ont constaté une diminution de 32 % des heures hebdomadaires travaillées globales de février à avril 2020 et une diminution de 15 % de l’emploi attribuables à la pandémie. La baisse du nombre de travailleurs autonomes constitués en société et non constitués en société induite par la COVID-19 est également documentée dans des études portant sur les États-Unis (Kalenkoski et Pabilonia, 2022).

3.2.2 Effets d’interaction de la COVID-19 sur les probabilités de transition d’emploi (entrée sur le marché du travail autonome et sortie) selon les caractéristiques des travailleurs

La présente étude permet d’examiner de plus près les effets marginaux hétérogènes associés à la pandémie sur les transitions relatives au travail autonome selon les caractéristiques des travailleurs mesurées au cours des années précédant la transition. Ces caractéristiques comprennent le sexe, le groupe d’âge, les caractéristiques de la famille (conjoint travailleur autonome et nombre d’enfants), le quintile de revenu et le statut d’immigrant. Les résultats sont présentés au tableau 6. Les sections (a) à (f) du tableau 6 représentent des groupes particuliers en fonction des caractéristiques des travailleurs avant la pandémie. Fondé sur l’équation (3), le tableau 6 présente des estimations de coefficients des termes d’interaction pour certains groupes relativement à la probabilité d’entrer sur le marché du travail autonome (colonnes [1] et [2]) et d’en sortir (colonnes [3] et [4]). Toutes les spécifications tiennent compte de certaines caractéristiques des travailleurs mesurées au cours de l’année précédant la transition, t-1. Les modèles comprennent également les effets fixes des provinces et de l’industrie.

3.2.3 Sexe

Les résultats de la section (a) du tableau 6 indiquent qu’au début de la COVID-19, les femmes étaient moins susceptibles que les hommes de devenir travailleuses autonomes non constituées en société (0,61 point de pourcentage par rapport à 0,70 point de pourcentage chez les hommes) et plus portées à cesser d’être travailleuses autonomes non constituées en société (0,99 point de pourcentage par rapport à 0,87 point de pourcentage chez les hommes). Des relations similaires s’appliquaient à la transition relative à la propriété d’entreprises constituées en société, et il y avait des estimations ponctuelles de moindre ampleur.

Il existe plusieurs raisons pour lesquelles la COVID-19 peut être associée à différentes répercussions sur la transition relative au travail autonome pour les hommes et les femmes. L’une des raisons pourrait être les différences dans les choix de profession. Si les femmes étaient plus enclines que les hommes à participer à des activités comportant un risque d’exposition plus élevé pendant la pandémie (p. ex. travailler dans des hôtels, des restaurants et le tourisme), on pourrait s’attendre à ce que la COVID-19 ait une plus grande incidence sur elles (Gueye, 2024; Tam, Sood et Johnston, 2020b; Choi, Harrell et Watkins, 2022).

3.2.4 Groupes d’âge

La section (b) du tableau 6 présente les coefficients estimés associés au terme d’interaction entre les groupes d’âge et la variable nominale de COVID-19. Peu importe le groupe d’âge, la COVID-19 est associée à une baisse des transitions vers le travail autonome; les taux d’entrée étaient plus faibles et les taux de sortie, plus élevés. Toutefois, les résultats révèlent que comparativement aux travailleurs des autres groupes d’âge, les travailleurs âgés de 24 ans et moins étaient les moins touchés par une baisse des taux d’entrée sur le marché du travail autonome. Pour ce qui est de l’ampleur de l’incidence, chez les travailleurs âgés de 15 à 24 ans, la pandémie est associée à une baisse de 0,52 point de pourcentage de la probabilité de devenir travailleur autonome non constitué en société. Quant aux flux de sortie, c’est chez les travailleurs âgés de 25 à 44 ans que l’incidence de la pandémie sur la probabilité de quitter un travail autonome pour occuper un emploi rémunéré est la plus prononcée. La pandémie est également associée à une augmentation de la probabilité de quitter la propriété d’entreprises constituées en société. Cette tendance des effets de répartition par groupe d’âge est conforme à celle figurant dans la littérature connexe, y compris Beland, Fakorede et Mikola (2020) et Lemieux, Milligan, Schirle et Skuterud (2020).

3.2.5 Caractéristiques de la famille : nombre d’enfants et conjoint travailleur autonome

Les sections (c) et (d) fournissent des estimations des effets marginaux de la COVID-19 sur les transitions de travailleurs autonomes selon le nombre d’enfants et selon qu’ils avaient ou non un conjoint travailleur autonome. Au début de la pandémie, les travailleurs ayant des enfants ont subi des répercussions contrastées en ce qui concerne les transitions relatives au travail autonome, comme en témoigne une baisse des taux d’entrée et de sortie. Cela peut donner à penser que ces travailleurs étaient moins portés à prendre des risques et à changer de catégorie de travailleur. En ce qui concerne le statut de travailleur autonome des conjoints des travailleurs, les conclusions de la section (d) indiquent que les travailleurs ayant un conjoint travailleur autonome enregistraient une baisse plus faible des entrées sur le marché du travail autonome et un taux de sortie plus élevé du marché du travail autonome que ceux sans conjoint travailleur autonome. Ce résultat est conforme aux principales constatations de la présente étude.

3.2.6 Quintiles de revenu et statut d’immigrant

Ventilés par quintile de revenu et statut d’immigrant, comme cela est présenté dans les sections (e) et (f), les résultats laissent entendre que les flux de transition relatifs au travail autonome pour chaque catégorie étaient semblables, c’est-à-dire qu’ils montraient une baisse des entrées et une augmentation des sorties pendant la pandémie. Ce qui diffère entre les résultats, c’est l’ampleur des répercussions associées à la COVID-19 selon les caractéristiques du travailleur. Par exemple, les résultats de la section (e) indiquent qu’au début de la pandémie, les personnes à faible revenu enregistraient la baisse la plus faible de la probabilité de devenir travailleurs autonomes non constitués en société (0,02 point de pourcentage) et la plus forte augmentation de la probabilité de cesser d’être travailleurs autonomes non constitués en société (1,12 point de pourcentage).

Comme les jeunes travailleurs, les personnes des quintiles de revenu les plus bas sont enclines à occuper des emplois plus précaires et instables (Beland, Fakorede et Mikola, 2020). De plus, elles occupent souvent un emploi ou exercent leurs activités dans des industries ayant un taux de roulement élevé en matière d’emploi, comme les restaurants et les services de restauration. Les conclusions de la section (e) reflètent cette plus grande vulnérabilité des travailleurs à faible revenu; les taux de roulement de transition étaient plus élevés chez les travailleurs autonomes.

La section (f) du tableau 6 présente l’estimation des coefficients des termes d’interaction selon les indicateurs du statut d’immigrant. Axés sur le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société, les résultats indiquent différentes relations de la période de la pandémie sur l’entrée des travailleurs immigrants sur le marché du travail autonome. Comparativement à la période prépandémie, les immigrants récents étaient les moins susceptibles d’avoir connu une baisse du taux d’entrée sur le marché du travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société (0,05 point de pourcentage) et une augmentation du taux de sortie (0,14 point de pourcentage) au cours de la période de 2020 à 2021. En comparaison, les immigrants de longue date étaient les plus portés à enregistrer une diminution du taux d’entrée (0,7 point de pourcentage) et une augmentation du taux de sortie (1,41 point de pourcentage).

4 Analyse et conclusions

La présente étude examine et quantifie l’ampleur des variations dans les transitions vers le travail autonome et hors de celui-ci qui sont associées à la pandémie. De plus, elle s’intéresse à la façon dont cette relation est liée aux caractéristiques des travailleurs avant la transition. En s’appuyant sur la Base de données canadienne sur la dynamique employeurs-employés (BDCDEE) pour la période de 2017 à 2021, l’étude fait état d’une diminution du travail autonome, comme en témoignent la diminution des taux d’entrée et l’augmentation des taux de sortie pendant la pandémie. Cette diminution était plus importante pour le travail autonome au sein d’une entreprise non constituée en société que pour la propriété d’entreprises constituées en société. Par ailleurs, les résultats révèlent certaines différences importantes dans l’ampleur de cette relation selon les caractéristiques des travailleurs. Par exemple, au début de la pandémie, les variations les plus importantes sur les flux des travailleurs autonomes ont été observées chez les femmes, les personnes à faible revenu, les immigrants, les travailleurs de 24 ans et moins, et les personnes ayant plus de quatre enfants et un conjoint travailleur autonome.

Les résultats décrits dans la présente étude concordent avec ceux d’études antérieures à des niveaux plus agrégés, comme le niveau de l’entreprise ou du secteur. Toutefois, certains éléments à prendre en considération peuvent aider à améliorer les estimations. Ces éléments comprennent 1) l’élimination des limites des données et 2) l’ajustement des spécifications du modèle pour tenir compte d’autres facteurs pertinents, notamment les programmes de soutien à l’emploi.

Les données utilisées dans la présente étude visent la période de 2017 à 2021, qui ne comprend que deux années de la pandémie. Si les répercussions de la COVID-19 ne sont pas immédiates, mais se produisent avec certains retards, l’analyse gagnerait à prendre en compte davantage d’années de la période de la COVID-19 pour affiner les estimations. Par ailleurs, en l’absence d’années supplémentaires, on pourrait idéalement envisager des données mensuelles comme celles tirées de l’Enquête sur la population active (EPA) pour examiner les effets immédiats et évaluer si les principales constatations de l’étude sont confirmées. De plus, des observations mensuelles permettraient d’évaluer la corrélation entre la transition d’un emploi et l’ampleur des restrictions de distanciation physique et des mesures de santé mises en œuvre au fil des mois. Toutefois, l’EPA ne permet pas de suivre la dynamique individuelle d’une catégorie de travailleur comme dans la BDCDEE et empêche donc les analyses portant sur les transitions d’emploi d’une personne donnée au fil du temps.

La principale spécification de l’étude modélise la transition vers le travail autonome ou hors de celui-ci comme si elle était exclusive; c’est-à-dire qu’elle considère les travailleurs comme entrant sur le marché du travail autonome ou comme sortant de celui-ci si la catégorie de travail en question est leur principale source de revenu ou non. Par conséquent, elle ne tient pas compte des travailleurs qui ont continué à travailler à leur compte ou à occuper un emploi rémunéré, mais dont le revenu est plus faible qu’au cours de la période précédente. Cela a probablement une incidence sur la valeur réelle des taux de transition. Une spécification plus solide devrait distinguer l’entrée sur le marché du travail autonome (ou la sortie) selon un revenu nul ou faible d’emploi rémunéré (ou de travail autonome). De plus, la dynamique de transition vers le travail autonome ou hors de celui-ci est susceptible de dépendre du fait que les travailleurs prévoient travailler à leur compte avec ou sans employés rémunérés. Il s’agit d’un problème mineur, car le modèle tient compte de la taille de l’entreprise.

Enfin, on a tenté de différencier l’effet des cycles économiques sur les transitions de travailleurs autonomes de celui de la pandémie à l’aide d’une méthodologie fondée sur une étude d’événements. Toutefois, la courte durée de la période prépandémie peut empêcher de saisir l’effet des cycles économiques pour expliquer la tendance à la baisse du travail autonome. Des travaux à venir pourraient comprendre une période de données prépandémie plus longue, en plus de renseignements économiques clés comme les programmes de soutien à l’emploi, les taux de chômage et les différences dans les caractéristiques du marché du travail à l’échelle régionale.

Cette étude se rapporte à la littérature croissante sur les répercussions économiques de la pandémie de COVID-19 et fait la lumière sur le rôle de la pandémie dans les variations des flux des travailleurs autonomes. À l’aide de données plus récentes, de futurs travaux de recherche pourraient faire progresser l’étude et permettre d’évaluer la situation après la transition.

Annexe

Tableau de données du graphique A.1

Tableau de données du graphique A.1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Tableau de données du graphique A.1 Propriété d’entreprises constituées en société , Travail autonome (entreprise non constituée en société) et Ensemble du travail autonome, calculées selon taux (pourcentage) unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

	Propriété d’entreprises constituées en société	Travail autonome (entreprise non constituée en société)	Ensemble du travail autonome
	taux (pourcentage)
Source : Calculs de l’auteur à l’aide du tableau de Statistique Canada 14-10-0027-01 Emploi selon la catégorie de travailleur, données annuelles (x 1 000).
2000	6	10	16
2001	5	10	15
2002	5	10	15
2003	6	10	16
2004	6	9	15
2005	6	9	15
2006	6	9	15
2007	6	9	15
2008	6	9	15
2009	6	9	15
2010	6	9	15
2011	6	9	15
2012	6	9	15
2013	6	9	15
2014	6	8	14
2015	7	8	15
2016	7	8	15
2017	7	8	15
2018	7	8	15
2019	7	8	15
2020	7	8	15
2021	6	8	14
2022	6	7	13
2023	6	7	13

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