Notes

^1.

Dans certains cas, des non-citoyens peuvent être embauchés s'il est possible de démontrer qu'aucun citoyen n'est disponible et qualifié pour l'emploi.

^2.

Bratsberg et coll. (2002) se sont servis d'un échantillon d'environ 200 000 personnes nées à l'étranger, tandis que Chiswick (1978) a employé un échantillon d'environ 1 900 de ces personnes.

^3.

Pour le Canada, les professions de premier rang comprennent la gestion, la finance, l'administration, les sciences naturelles et appliquées et d'autres professions libérales. Aux États-Unis, elles comprennent la gestion, le commerce, la finance et les emplois administratifs.

^4.

Le logarithme de la rémunération hebdomadaire donne une mesure de la différence en pourcentage entre la rémunération des citoyens et celle des non-citoyens. Par exemple, au tableau 1 pour le Canada, le logarithme de la rémunération hebdomadaire des immigrants de sexe masculin qui n'étaient pas citoyens est de 6,60; pour les immigrants de sexe masculin qui étaient citoyens, il est de 6,70. Donc, il existe un écart de 10 points de logarithme, soit environ 10 %, entre les rémunérations des deux groupes.

^5.

Sauf chez les immigrants provenant de pays développés.

^6.

La différence absolue et la signification statistique de la différence observée entre les citoyens et les non-citoyens au tableau 1 sont présentées à la ligne « Observé » du tableau 2.

^7.

Les données corrigées tiennent compte de l'effet des différences d'âge au moment de l'immigration, de nombre d'années écoulées depuis l'immigration, de niveau d'études et de pays d'origine entre les immigrants naturalisés et les immigrants non citoyens. En ce qui concerne la rémunération, les variables de contrôle comprennent les variables énumérées ici, excepté que l'on utilise l'âge plutôt que l'âge au moment de l'immigration ainsi que des variables de contrôle pour divers attributs du travail, y compris le fait que l'immigrant parle ou non l'une des langues officielles (anglais ou français), l'emplacement géographique, la situation d'emploi à temps plein ou à temps partiel, la profession, l'industrie et l'état matrimonial.

^8.

Y compris les États-Unis, le Canada, l'Europe, l'Australie et la Nouvelle-Zélande.

^9.

Cette valeur plus élevée dans le dernier cas pourrait tenir en partie au classement de certains immigrants non autorisés ayant une rémunération plus faible dans la catégorie des non-citoyens.

^10.

Selon Chiswick et Miller (2009), les variables décrivant les caractéristiques individuelles augmentent nettement plus le pouvoir explicatif du modèle que celles décrivant les caractéristiques de la région d'origine. Par exemple, dans le cas des hommes, omettre les caractéristiques individuelles dans le modèle réduit la valeur du R au carré, qui passe de 0,250 à 0,080, tandis qu'éliminer les variables relatives au pays d'origine la font passer de 0,250 à 0,211. Les résultats sont comparables pour les femmes.

^11.

Ils englobent les immigrants de tous âges, alors que les taux de citoyenneté présentés ici concernent les immigrants adultes (de plus de 25 ans). Donc, il se peut que les niveaux diffèrent, mais les tendances sont semblables.

^12.

Idéalement, pour illustrer cet effet, il faut suivre des cohortes d'immigrants entrants à mesure qu'ils accumulent des années de résidence dans le pays hôte et observer la variation des taux de citoyenneté. Malheureusement, des données longitudinales comparables pour le Canada et les États-Unis ne sont pas disponibles pour effectuer une telle analyse. La meilleure approche est donc de construire des « quasi-cohortes » fondées sur des données de recensement. Des cohortes d'entrée de cinq ans (p. ex. immigrants entrants au cours de la période de 1966 à 1970, de la période de 1971 à 1975, et ainsi de suite) sont observées tous les dix ans dans le cas du Recensement des États-Unis et tous les cinq ans dans le cas du Recensement du Canada. Les données sur les taux de citoyenneté de ces cohortes sont présentées au tableau 7. Puisque l'on ne dispose que d'observations peu fréquentes pour chaque cohorte, la moyenne sur l'ensemble des cohortes est présentée au bas du tableau.

^13.

Certains résidents permanents peuvent obtenir la citoyenneté avant trois ans, par exemple ceux qui étaient titulaires d'un visa temporaire avant de devenir résidents permanents.

^14.

De nouveau, ces résultats pourraient être influencés par l'inclusion des immigrants non autorisés dans les chiffres aux États-Unis, ce qui aurait tendance à réduire les taux de naturalisation dans ce pays comparativement à ceux observés au Canada. Cependant, au tableau 7, les résultats sont présentés pour le Canada ainsi que pour les États-Unis, pour les immigrants provenant de pays développés, chez lesquels le problème des immigrants non autorisés ne se pose pas et les conclusions globales ne changent pas.

^15.

À la présente section, l'analyse porte sur les fichiers de microdonnées recueillies auprès de l'échantillon de 1/3 du Recensement du Canada de 1971 et auprès des échantillons de 1/5 du Recensement du Canada de 1981, 1991, 2001 et 2006, afin d'examiner les variations des taux de citoyenneté chez les immigrants au Canada. Pour les États-Unis, l'analyse porte sur les fichiers de microdonnées à grande diffusion recueillies auprès de l'échantillon de 1/100 du Recensement des États-Unis de 1970 et des échantillons de 1/20 du Recensement des États-Unis de 1980, 1990 et 2000, ainsi que sur les données combinées des cycles de 2005, 2006 et 2007 de l'American Community Survey (ACS) (Ruggles et coll., 2009). Seuls les immigrants de 25 ans et plus sont inclus dans le calcul des taux de citoyenneté. L'échantillon canadien ne comprend que les immigrants reçus, puisque les résidents non permanents n'ont pas été dénombrés dans les recensements réalisés avant 1991. Dans l'échantillon américain, les immigrants comprennent toutes les personnes nées à l'étranger, quel que soit leur statut juridique, puisque l'information sur le statut juridique n'est pas disponible dans les données. Comme il n'est pas possible de faire la distinction entre les immigrants en règle et les immigrants non autorisés dans les données des États-Unis, les taux de citoyenneté sont calculés avec et sans les immigrants provenant du Mexique (le Mexique est probablement la source principale d'immigrants non autorisés aux États-Unis).

^16.

Des modèles de régression logistique ont aussi été utilisés. Les résultats sont très proches de ceux obtenus au moyen des modèles probabilistes linéaires. Les résultats présentés sont ceux des modèles probabilistes linéaires, car il est plus facile d'interpréter leurs coefficients et d'effectuer la décomposition.

^17.

On applique pour cela une variation de la méthode de décomposition d'Oaxaca (Oaxaca et Ransom, 1994). Suivant cette approche, la composante « expliquée » est égale à la somme des différences entre les moyennes de groupe et les moyennes de l'échantillon agrégé de tous les groupes; les différences sont pondérées par les coefficients du modèle pour l'échantillon agrégé.

^18.

Tant la baisse du taux de citoyenneté que l'effet du changement de composition sur la baisse du taux seront surestimés dans l'analyse fondée sur la première population prise en considération pour les États-Unis, parce qu'elle englobe un nombre croissant d'immigrants non autorisés, particulièrement à compter de 1990. L'effet du changement de composition sur la baisse du taux peut être surestimé parce que la part croissante d'immigrants en provenance d'Amérique centrale et d'Amérique du Sud est surestimée si l'immigration clandestine est à la hausse et parce que, chez les immigrants en provenance de ces régions, la probabilité d'acquérir la citoyenneté a tendance à être faible. En outre, des changements concernant d'autres variables compositionnelles dus à la part croissante d'immigrants non autorisés pourraient également influer sur les résultats. Cependant, comme on l'a mentionné plus haut, le nombre d'immigrants non autorisés n'a pas augmenté rapidement avant les années 1990; par conséquent, l'effet sur les résultats sera moins prononcé pour la période allant de 1970 à 1990. Les résultats fondés sur la deuxième population, dont sont exclus les immigrants provenant d'Amérique centrale et d'Amérique du Sud, ont tendance à sous-estimer l'effet des changements de composition sur la baisse du taux. En effet, l'exclusion de ces immigrants élimine l'effet de la part croissante d'immigrants d'origine mexicaine sur la variation du taux, effet qui est négatif étant donné la très faible tendance à demander la citoyenneté chez les immigrants mexicains qui en ont le droit.

^19.

Si l'on exclut les Caraïbes, l'Amérique centrale et l'Amérique du Sud, le taux de naturalisation augmente de 2,4 points de pourcentage de 1991 à 2006 d'après les données brutes, tandis qu'aucun changement n'est observé quand ces pays sont inclus dans l'analyse. D'autres études donnent à penser que le taux de citoyenneté, s'il est calculé sur la base des immigrants admissibles, a augmenté aux États-Unis depuis le milieu des années 1990 (Fix, Passel et Sucher, 2003).