Rapports économiques et sociaux
Les écarts relatifs à la situation sur le marché du travail entre les immigrants et leurs homologues nés au Canada commencent ils à se resserrer?

Date de diffusion : le 28 avril 2021

DOI : https://doi.org/10.25318/36280001202100400004-fra

Résumé

Des études antérieures ont bien décrit l’écart de rémunération croissant entre les travailleurs immigrants et leurs homologues nés au Canada pendant les années 1980 et 1990. Toutefois, d’importants changements de politiques en matière de sélection et d’établissement des immigrants ont été apportés depuis les premières années 2000. Ces dernières années, le taux d’emploi et les revenus initiaux des nouveaux immigrants ont progressé. Il n’y a guère eu de travaux de recherche visant à examiner si l’écart de rémunération entre ces nouveaux immigrants et les travailleurs nés au Canada s’était mis à se resserrer récemment. Le présent document établit des comparaisons entre les taux d’emploi et la rémunération hebdomadaire respectifs des immigrants et des travailleurs nés au Canada tout au long des années 2000 et 2010. Il est fondé sur des renseignements tirés des recensements de 2001 à 2016 et de l’Enquête sur la population active de 2015 à 2019. Des analyses portant sur les nouveaux immigrants (au Canada depuis 1 à 5 ans), les immigrants récents (depuis 6 à 10 ans) et les immigrants de longue date (depuis plus de 10 ans) ont été réalisées. De 2000 à 2019, le taux d’emploi des immigrants nouveaux et récents a augmenté plus rapidement que celui des hommes nés au Canada et la situation relative de l’emploi des nouvelles immigrantes s’est aussi légèrement améliorée. Entre 2000 et 2015, l’écart de rémunération s’est creusé entre les travailleurs immigrants et les travailleurs nés au Canada qui présentent des similitudes sur le plan de leurs caractéristiques sociodémographiques, ces deux années affichant des taux nationaux de chômage semblables. Vers la fin des années 2010, les écarts de rémunération se sont quelque peu réduits entre les hommes et les femmes immigrants et leurs homologues nés au Canada. Cette amélioration pourrait être liée à la demande croissante de main‑d’œuvre ces années‑là, puisque la situation relative des immigrants sur le marché du travail a tendance à s’améliorer en période d’expansion et à se détériorer en période de contraction. Un autre facteur qui pourrait en partie jouer un rôle est la tendance accrue à choisir les immigrants de la catégorie économique dans le bassin de travailleurs étrangers temporaires. Il a été démontré que les revenus initiaux et à plus long terme s’en trouvaient tous meilleurs.

Mots clés : écart de rémunération, immigration, taux d’emploi

Auteurs

Eden Crossman et Garnett Picot travaillent au sein de la Direction générale de la recherche et de l’évaluation d’Immigration, Réfugiés et Citoyenneté Canada.

Feng Hou travaille au sein de la Division de l’analyse sociale et de la modélisation, Direction des études analytiques, Statistique Canada.

Remerciements

La présente étude a été réalisée en collaboration avec Immigration, Réfugiés et Citoyenneté Canada. Les auteurs aimeraient remercier Rupa Banerjee, Cédric de Chardon, Rebeka Lee, Jeffrey Reitz et Mikal Skuterud de leurs conseils et de leurs commentaires formulés à l’égard d’une version antérieure du présent document.

Introduction

Il a été bien établi dans des études antérieures que, par rapport à la rémunération de leurs homologues nés au Canada, la rémunération des nouveaux immigrants a radicalement diminué entre la fin des années 1970 et le début des années 1990 pour se stabiliser quelque peu entre le début des années 1990 et le début des années 2000 (Aydemir et Skuterud, 2005; Frenette et Morissette, 2005; Green et Worswick, 2010; Hou, 2013; Hou et Picot, 2016; Picot et Sweetman, 2012; Reitz 2007a, 2007b; Sweetman, 2010). À quelques exceptions près (p. ex. Clarke, Ferrer et Skuterud, 2019), les chercheurs n’ont guère consacré d’études systématiques à la façon dont a évolué depuis le début des années 2000 l’écart entre les nouveaux immigrants et les personnes nées au Canada en matière de situation sur le marché du travail. Un certain nombre d’études ont porté sur les variations du taux d’emploi et de la rémunération des nouveaux immigrants dans les années 2000 et au début des années 2010. Après le début des années 2000, les revenus initiaux de ceux‑ci ont commencé à augmenter, principalement parce qu’une proportion grandissante de nouveaux immigrants avaient acquis une expérience professionnelle au Canada en tant que travailleurs étrangers temporaires (Hou, Crossman et Picot, 2020b). Mais on ne sait guère si l’écart entre les nouveaux travailleurs immigrants et les travailleurs nés au Canada a enfin commencé à se resserrer après un quart de siècle de décroissance et de stabilité. En outre, peu de travaux de recherche récents, voire aucun, ont porté sur l’écart de rémunération entre les immigrants établis depuis plus longtemps et leurs homologues nés au Canada.

Les conditions économiques favorables qui ont régné pendant la majeure partie des années 2000 et 2010, ainsi que les changements importants de politiques en matière de sélection des immigrants, pourraient avoir contribué à améliorer les résultats des immigrants par rapport aux travailleurs nés au Canada. Sauf pour la période de récession de 2008-2009, la demande de main-d’œuvre a généralement été forte, particulièrement au cours des années précédant la pandémie de COVID‑19, comme en témoignent des taux de chômage nationaux chronologiquement bas. De plus, des changements considérables de politiques — en réaction surtout aux résultats de travaux de recherche antérieurs sur la détérioration de la situation des nouveaux immigrants — ont permis d’améliorer la situation de ceux‑ci sur le marché du travail et d’accroître la capacité d’adaptation de l’immigration à la demande de ce marché (voir Ferrer, Picot et Riddell, 2014; Reitz, Curtis et Elrick, 2014). Ces conditions favorables ont-elles entraîné une réduction des écarts relatifs à la situation sur le marché du travail entre les immigrants et leurs homologues nés au Canada?

Le présent document traite de cette question en établissant des comparaisons, sous l’angle du taux d’emploi et de la rémunération, entre les immigrants et leurs homologues nés au Canada tout au long des années 2000 et 2010. Il est fondé sur les données des recensements de 2001 à 2016, et les données de l’Enquête sur la population active sont utilisées pour étendre l’analyse jusqu’en 2019, année ayant précédé la récession provoquée par la pandémie. Les résultats ont été produits pour les nouveaux immigrants (au Canada depuis 1 à 5 ans), les immigrants récents (au Canada depuis 6 à 10 ans) et les immigrants de longue date (au Canada depuis plus de 10 ans). Des analyses descriptives et des analyses multivariées ont également été réalisées séparément pour les hommes et pour les femmes.

Évolution des écarts de résultats économiques entre les immigrants et les personnes nées au Canada et explications possibles

Explications des tendances des revenus initiaux des immigrants

Dans les travaux de recherche consacrés antérieurement au recul des revenus initiaux des immigrants tout au long des années 1980 et 1990, l’accent a été mis sur les variations observées chez ces derniers sur le plan des régions d’origine et de la langue, sur le rendement à la baisse de l’expérience acquise à l’étranger et sur la détérioration générale de la situation des nouveaux venus sur le marché du travail (Picot et Sweetman, 2012; Reitz, 2007a, 2007b). Dans les études ayant porté sur la situation des immigrants sur le marché du travail depuis le début des années 2000, le centre d’intérêt a été le rôle de l’offre et de la demande et, plus particulièrement, celui des conditions du marché du travail au Canada (Hou, Lu et Schimmele, 2020).

Le premier grand facteur à l’origine de la détérioration de la situation des immigrants récents sur le marché du travail est l’évolution des caractéristiques des immigrants au Canada et, en particulier, le déplacement des pays d’origine de l’immigration de l’Europe et des États-Unis vers d’autres régions. Les immigrants en provenance de régions moins développées peuvent connaître des niveaux de revenu plus faibles au cours de leurs premières années passées au Canada, puisque leur capital humain peut être moins transférable au départ en raison de problèmes possibles de langue, de différences culturelles, de la qualité de l’éducation et de la discrimination (Ferrer, Green et Riddell, 2006; Goldmann, Sweetman et Warman, 2011; Picot et Hou, 2003). Les changements de composition avaient influé le plus négativement sur les revenus initiaux des immigrants avant les années 1990, période où un grand déplacement avait eu lieu entre les pays d’origine traditionnels et les pays non occidentaux; pourtant, les niveaux de scolarité des nouveaux immigrants n’avaient que légèrement augmenté (Hou, 2013; Reitz, 2001). Depuis les années 1990, tout effet négatif du léger changement s’opérant constamment sur le plan des régions d’origine a sans doute été compensé par la progression rapide des niveaux de scolarité chez les nouveaux immigrants. Il faut y voir le résultat de nouvelles initiatives adoptées au début des années 1990 en matière de politiques visant à sélectionner des immigrants mieux scolarisés (Picot et Hou, 2009).

La deuxième raison de la baisse de rémunération est un recul important du rendement de l’expérience sur le marché du travail acquise avant l’immigration. Green et Worswick (2010) ont constaté que la diminution du rendement de l’expérience professionnelle acquise à l’étranger expliquait avant tout la baisse des revenus initiaux des immigrants de sexe masculin dans les années 1990. Tant Aydemir et Skuterud (2005) que Green et Worswick (2012) ont fait le lien entre la baisse du rendement de l’expérience professionnelle à l’étranger et le délaissement des pays d’origine traditionnels. Le recul de ce rendement a surtout été observé chez les nouveaux immigrants de pays d’origine non traditionnels.

Le troisième grand facteur qui pourrait avoir influé sur l’écart des revenus initiaux des immigrants réside dans un certain nombre de changements à long terme des conditions du marché du travail qui ont touché à la fois les travailleurs nés au Canada et les travailleurs étrangers (Picot et Sweetman, 2012). Green et Worswick (2010) se sont rendu compte qu’une baisse plus étendue de la rémunération des nouveaux arrivants sur le marché du travail a eu un effet plus marqué sur la diminution des revenus initiaux des immigrants de sexe masculin dans les années 1990 que dans les années 1980. Il est probable que ce facteur ait perdu de son importance depuis la fin des années 1990. La situation des nouveaux venus sur le marché du travail, et plus particulièrement celle des jeunes hommes chez qui le recul a été observé dans une large mesure, avait cessé de se dégrader vers la fin des années 1990 et au début des années 2000 (Morissette, 2008).

Il est également possible qu’une concurrence plus vive de travailleurs canadiens de mieux en mieux scolarisés ait concouru à la détérioration de la situation économique des immigrants plus récents. Au cours des années 1970 et 1980, le niveau de scolarité a augmenté davantage au sein de la population née au Canada que chez les nouveaux immigrants, d’où une plus grande concurrence à laquelle devaient faire face les immigrants (Reitz, 2001). Dans les années 1990 et 2000, la forte augmentation de l’offre d’immigrants hautement scolarisés, combinée à l’accroissement permanent du nombre de travailleurs nés au Canada aussi très scolarisés, pourrait avoir encore plus modifié la nature de la concurrence sur le marché du travail (Picot et Hou, 2009). Hou, Lu et Schimmele (2020) ont montré que, pour accompagner la hausse du nombre de travailleurs ayant fait des études universitaires de 2001 à 2016, il n’y a eu qu’une progression de moitié environ du nombre d’emplois exigeant des études universitaires. C’est ainsi que les immigrants récents ayant fait des études universitaires se sont concentrés davantage dans des emplois ne nécessitant pas d’études universitaires.

L’incidence de l’offre et de la demande est nettement illustrée par l’essor des technologies de l’information (TI) vers la fin des années 1990 et leur chute au début des années 2000. Un certain nombre d’études (p. ex. Hou, 2013; Picot et Hou, 2009) démontrent que le recul de l’emploi dans le secteur des TI pendant la première moitié des années 2000 a largement influé sur la rémunération des immigrants récents. L’explication en est qu’une proportion démesurée d’immigrants récents avaient une formation et un emploi en informatique et en génie. Après l’effondrement du secteur des TI, nombre d’immigrants ont exercé des professions moins spécialisées et moins rémunératrices en général. De même, l’absence de pénurie générale de travailleurs en sciences, en technologie, en génie et en mathématiques (STGM) a été vue comme une explication possible du mauvais appariement études-professions chez les immigrants ayant une formation en STGM par rapport à leurs homologues nés au Canada (Picot et Hou, 2018).

Évolution du cadre de sélection des immigrants de la catégorie économique

Des études antérieures ont montré que les changements de politiques et, dans une certaine mesure, les conditions économiques ont tendance à modifier les caractéristiques démographiques des immigrants, la répartition entre les catégories d’admission et les régions d’origine, les proportions d’immigrants occupant un emploi au Canada avant l’établissement et les régions d’établissement (Hou et Picot, 2016). Ces changements pourraient avoir eu pour effet d’améliorer la situation sur le marché du travail des immigrants par rapport à leurs homologues nés au Canada depuis le début des années 2000. Le marché du travail canadien s’est également resserré considérablement depuis la récession de 2008‑2009, ce qui pourrait avoir aidé les immigrants à améliorer leur situation relative sur le marché du travail.

Au début des années 2000, le système de sélection a été révisé en vertu de la Loi sur l’immigration et la protection des réfugiés. Les points attribués à des niveaux de scolarité plus élevés ont été majorés et les exigences relatives à la connaissance du français et de l’anglais et les tests connexes ont été resserrés. Les revenus initiaux des immigrants se sont bel et bien accrus en raison de l’évolution de ces caractéristiques (Citoyenneté et Immigration Canada, 2010). Vers la fin des années 1990 et dans les années 2000, d’importants changements apportés aux politiques d’établissement ont permis d’éliminer les obstacles auxquels se heurtaient les immigrants qualifiés en matière d’emploi, ce qui comprend les modifications suivantes : l’amélioration de l’évaluation et de la reconnaissance des titres de compétence étrangers, la mise en place de nouveaux programmes d’établissement (comme la réglementation de l’octroi de permis, la formation relais, le mentorat, etc.), l’augmentation des dépenses consacrées aux programmes d’établissement généraux (p. ex. la formation linguistique, l’orientation, la traduction, l’interprétation et le counseling) (Reitz, Curtis et Elrick, 2014).

À partir du début des années 2000, on s’est de plus en plus préoccupé de la capacité du système d’immigration à combler les pénuries de main-d’œuvre qualifiée à court terme. Pour répondre à ces préoccupations et atteindre d’autres objectifs (besoins à combler des provinces en matière de croissance démographique et de demande de main-d’œuvre, par exemple), il y a eu élargissement d’un certain nombre de programmes et établissement de nouveaux programmes (Hou et Picot, 2016). Une plus grande proportion d’immigrants ont été sélectionnés dans le cadre du Programme des candidats des provinces (PCP), plus particulièrement dans l’Ouest. Des études ont montré que les demandeurs principaux du PCP gagnent plus que leurs homologues du Programme des travailleurs qualifiés (fédéral) dans leurs toutes premières années au Canada (Hou, Crossman et Picot, 2020c; Pandey et Townsend, 2013). La catégorie de l’expérience canadienne, qui permet aux étudiants étrangers ayant acquis une expérience professionnelle au Canada ou aux travailleurs étrangers temporaires de devenir immigrants ayant obtenu le droit d’établissement dans certaines circonstances, a également vu le jour en 2008. Un nouveau programme, le Programme des travailleurs de métiers spécialisés (fédéral), a été mis sur pied en 2013 en vue de soutenir les secteurs en croissance du marché du travail et d’améliorer les résultats par un plus grand accent sur l’expérience pratique que sur la scolarité officielle.

De 2008 à 2014, diverses instructions ministérielles mises en œuvre ont permis de mieux adapter les programmes d’immigration de la catégorie économique à la demande professionnelle perçue ainsi que de limiter le nombre de demandes. À partir de 2010, les demandeurs principaux du Programme des travailleurs qualifiés (fédéral) et de la catégorie de l’expérience canadienne ont été soumis à des tests linguistiques obligatoires. Des modifications réglementaires apportées au Programme des travailleurs qualifiés (fédéral) sont également entrées en vigueur au milieu de 2013 en vue de renforcer les exigences linguistiques et les exigences en matière de titres scolaires envers les immigrants de la catégorie économique. Ce volet comprenait de nouvelles exigences linguistiques minimales et des évaluations obligatoires des titres scolaires acquis à l’étranger. Un important changement récemment apporté à la sélection des immigrants de la catégorie économique a été l’instauration en 2015 du système de gestion des demandes « Entrée express ». Le but était de transformer le système canadien d’immigration pour qu’il soit plus sensible à la demande du marché du travail en donnant aux gouvernements et aux employeurs fédéraux, provinciaux et territoriaux des possibilités d’accès à un bassin de travailleurs qualifiés.

Un autre facteur pouvant contribuer de façon positive aux résultats économiques relatifs des immigrants ces dernières années est la tendance croissante à la sélection des immigrants en « deux étapes ». Autrement dit, un nombre de plus en plus élevé d’immigrants de la catégorie économique au Canada sont sélectionnés à partir du bassin de travailleurs étrangers temporaires (Hou, Crossman et Picot, 2020a). Les immigrants ayant acquis de l’expérience professionnelle au Canada avant leur établissement (et plus particulièrement ceux dont le niveau de rémunération est élevé) ont sur le marché du travail des résultats après leur migration supérieurs à ceux des immigrants sélectionnés directement depuis l’étranger (Hou, Crossman et Picot, 2020b; Hou et Bonikowska, 2018; Sweetman et Warman, 2014). On a estimé que la sélection croissante en deux étapes était plus importante que tout autre facteur unique expliquant l’amélioration de la situation économique des immigrants au moment de leur arrivée depuis l’an 2000 (Hou, Crossman et Picot, 2020b).

En plus des changements apportés au processus de sélection des immigrants, des conditions économiques favorables sont une raison pour laquelle on observe de meilleurs résultats des immigrants sur le marché du travail après 2010. Leur situation économique a tendance à être plus sensible au cycle économique que celle de leurs homologues nés au Canada, en particulier pour ce qui est de l’emploi, mais aussi en ce qui a trait à la rémunération (Borjas et Cassidy, 2020; Orrenius et Zavodny, 2010). L’expansion économique hâte donc les progrès des immigrants et la contraction les ralentit. Ce phénomène se produit tant chez les immigrants que chez les travailleurs nés au pays, mais l’effet serait généralement plus marqué chez les premiers, et en particulier les moins scolarisés d’entre eux (Orrenius et Zavodny, 2010).

Données et méthodes

Données

Dans la présente étude, les fichiers de microdonnées des recensements de la population de 2001, de 2006 et de 2016 ainsi que de l’Enquête nationale auprès des ménages de 2011 sont utilisés comme principales sources de données. On a aussi recours aux données de 2015 à 2019 de l’Enquête sur la population active (EPA) pour prolonger l’analyse jusqu’en 2019. Les études antérieures dans lesquelles on a comparé la situation sur le marché du travail des immigrants et de la population née au Canada reposaient presque exclusivement sur les données du recensement, lesquelles présentent à la fois des avantages et des limites par rapport aux autres sources de données. Les données du recensement ont de grandes tailles d’échantillon et des caractéristiques sociodémographiques complètes. Si l’EPA fournit des mesures plus détaillées que le recensement de l’activité sur le marché du travail, la taille de son échantillon de nouveaux immigrants est bien moindreNote . Ce qui est plus primordial, c’est que l’EPA a commencé à recueillir des renseignements sur le statut d’immigrant en 2006, période moins souhaitable comme année de départ que l’an 2000 (année pour laquelle des données sur le revenu ont été recueillies dans le cadre du Recensement de 2001) lorsqu’il s’agit d’étudier la tendance à long terme de l’écart relatif à la situation du marché du travail entre les immigrants et les travailleurs nés au Canada. Par suite de l’effondrement des TI en 2001, les immigrants arrivés au début des années 2000 ont connu, par rapport aux travailleurs nés au pays, un plus grand écart de rémunération selon une mesure utilisée en 2005 que les immigrants arrivés vers la fin des années 1990 selon une mesure employée en 2000 (Hou, 2013; Picot et Hou, 2009). Les données du recensement permettent d’examiner les tendances à long terme entre 2000 et 2015, période dont la première et la dernière année affichent de façon semblable de faibles taux nationaux de chômage (6,8 % en 2000 et 6,9 % en 2015) et des taux d’emploi élevés (61,3 % dans les deux cas). Toutefois, pour ce qui est de la période visée tant par le recensement que par l’EPA (soit de 2005‑2006 à 2015), les variations de l’écart de taux d’emploi et de rémunération sont semblables dans les deux ensembles de données. Il est donc raisonnable de se reporter aux données de l’EPA pour prolonger l’analyse de 2015 (2016 pour l’emploi) à 2019.

La présente étude établit une comparaison entre les personnes nées au Canada et les nouveaux immigrants (depuis 1 à 5 ans au Canada), les immigrants récents (depuis 6 à 10 ans) et les immigrants de longue durée (depuis plus de 10 ans). L’analyse porte essentiellement sur les personnes appartenant au principal groupe d’âge actif constitué des personnes âgées de 25 à 54 ans. Les immigrants arrivés pendant le recensement ou l’année d’enquête sont exclus de toutes les analyses. L’information sur la rémunération recueillie lors du recensement consiste en données obtenues pour l’année précédant l’année de recensement. Dans l’analyse de la rémunération selon les données du recensement, les immigrants arrivés l’année précédant le recensement sont aussi exclus, parce qu’ils pourraient ne pas avoir été actifs une année complète.

Mesures

Dans l’étude, deux mesures de résultats sont utilisées pour examiner l’écart au chapitre de la situation sur le marché du travail entre les immigrants et leurs homologues nés au Canada. La première mesure est celle du taux d’emploi, lequel se définit comme le pourcentage de personnes en emploi au sein de la population totale dans la tranche d’âge choisie. La situation d’emploi se mesure par la semaine de référence du recensement et la semaine correspondante de chaque EPA mensuelle. L’autre mesure est celle de la rémunération hebdomadaire des particuliers recevant un salaire d’au moins 10 $ par semaine (en dollars constants de 2015)Note . Les particuliers sans emploi ou qui gagnaient moins de 10 $ par semaine ont été exclus, étant donné qu’ils étaient considérés comme pratiquement inactifs sur le marché du travailNote . Les salaires hebdomadaires de plus de 6 000 $ font l’objet d’un plafonnement à 6 000 $. Dans le cadre du recensement, les salaires hebdomadaires sont calculés à partir du salaire ou traitement annuel total divisé par le nombre total de semaines travaillées. Ainsi, la rémunération hebdomadaire déterminée selon le recensement est celle qui a été touchée durant l’année civile précédant le recensement. Dans le cadre de l’EPA, le salaire hebdomadaire est soit autodéclaré directement, soit calculé à partir des valeurs habituelles du taux de salaire et du nombre d’heures rémunérées par semaine. Il correspond à la rémunération hebdomadaire habituelle au cours de chaque semaine de référence mensuelle.

Aux fins de l’analyse multivariée, plusieurs caractéristiques sociodémographiques propres aux personnes sont incluses en tant que variables de contrôle, à savoir l’âge, le plus haut niveau de scolarité, la langue, l’appartenance à une minorité visibleNote , la province de résidence et la taille de la ville. La caractéristique du plus haut niveau de scolarité comporte cinq groupes : sans diplôme d’études secondaires, diplôme d’études secondaires, études postsecondaires partielles, baccalauréat et diplôme d’études supérieures. La caractéristique de la langue comporte six catégories : français langue maternelle, anglais langue maternelle, autre langue maternelle et français et anglais parlés, autre langue maternelle et français parlé, autre langue maternelle et anglais parlé, ni français ni anglais parlé. La catégorie de l’appartenance à une minorité visible est une variable dichotomique (minorité visible ou autre minorité). La caractéristique de la ville comporte six catégories : Toronto, Montréal, Vancouver, régions métropolitaines de recensement de taille moyenne (Ottawa–Gatineau, Calgary, Edmonton, Hamilton et Winnipeg), autres régions métropolitaines de recensement et villes autres que les régions métropolitaines de recensement. Deux autres variables de contrôle sont propres aux immigrants, soit le nombre d’années écoulées depuis l’établissement et la région d’origine. Il existe 13 catégories de régions d’origine : les États-Unis, les Caraïbes, l’Amérique centrale et l’Amérique du Sud, l’Europe du Nord, l’Europe de l’Ouest, l’Europe du Sud, l’Europe de l’Est, l’Afrique, l’Asie du Sud, l’Asie du Sud-Est, l’Asie de l’Est, l’Asie de l’Ouest, l’Océanie et autre.

Méthodes

Il y a d’abord production de statistiques descriptives sur les variations des taux d’emploi et de la rémunération hebdomadaire selon le statut d’immigrant de 2001 à 2016 pour les données du recensement (de 2000 à 2015 pour la rémunération) et de 2016 (2015 pour la rémunération) à 2019 pour les données de l’EPA dans le cas des personnes âgées de 25 à 54 ans. La production d’un tableau descriptif permet aussi de présenter les variations des caractéristiques sociodémographiques selon le statut d’immigrant.

Des modèles de régression multivariée sont construits pour examiner l’évolution des écarts de taux d’emploi et de rémunération hebdomadaire entre les immigrants et les personnes nées au Canada de 2001 à 2016 pour les données du recensement, et de 2016 à 2019 pour les données de l’EPA. Deux modèles pour chaque mesure de résultat et pour les hommes et les femmes séparément sont présentés :

Modèle 1 :

Y = β 1 *T + β 2 *newimm + β 3 *recimm + β 4 *ltimm + β 5 *newimm*T + β 6 *recimm*T  + β 7 *ltimm*T + e MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGceaqabeaaqaaaaa aaaaWdbiaadMfacaqGGaGaeyypa0JaeqOSdi2damaaBaaaleaapeGa aGymaaWdaeqaaOWdbiaacQcacaWGubGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9 aadaWgaaWcbaWdbiaaikdaa8aabeaak8qacaGGQaacbaGaa8NBaiaa =vgacaWF3bGaa8xAaiaa=1gacaWFTbGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9 aadaWgaaWcbaWdbiaaiodaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8NCaiaa=vga caWFJbGaa8xAaiaa=1gacaWFTbGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9aada WgaaWcbaWdbiaaisdaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8hBaiaa=rhacaWF PbGaa8xBaiaa=1gacaqGGaGaey4kaSIaeqOSdi2damaaBaaaleaape GaaGynaaWdaeqaaOWdbiaacQcacaWFUbGaa8xzaiaa=DhacaWFPbGa a8xBaiaa=1gacaGGQaGaamivaiaabccacqGHRaWkcqaHYoGypaWaaS baaSqaa8qacaaI2aaapaqabaGcpeGaaiOkaiaa=jhacaWFLbGaa83y aiaa=LgacaWFTbGaa8xBaiaacQcacaWGubGaaeiiaaqaaiabgUcaRi abek7aI9aadaWgaaWcbaWdbiaaiEdaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8hB aiaa=rhacaWFPbGaa8xBaiaa=1gacaGGQaGaamivaiaabccacqGHRa WkcaqGGaGaamyzaaaaaa@824E@

Modèle 2 :

Y = β 1 *T + β 2 *newimm + β 3 *recimm + β 4 *ltimm + β 5 *newimm*T + β 6 *recimm*T  + β 7 *ltimm*T + e MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGceaqabeaaqaaaaa aaaaWdbiaadMfacaqGGaGaeyypa0JaeqOSdi2damaaBaaaleaapeGa aGymaaWdaeqaaOWdbiaacQcacaWGubGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9 aadaWgaaWcbaWdbiaaikdaa8aabeaak8qacaGGQaacbaGaa8NBaiaa =vgacaWF3bGaa8xAaiaa=1gacaWFTbGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9 aadaWgaaWcbaWdbiaaiodaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8NCaiaa=vga caWFJbGaa8xAaiaa=1gacaWFTbGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9aada WgaaWcbaWdbiaaisdaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8hBaiaa=rhacaWF PbGaa8xBaiaa=1gacaqGGaGaey4kaSIaeqOSdi2damaaBaaaleaape GaaGynaaWdaeqaaOWdbiaacQcacaWFUbGaa8xzaiaa=DhacaWFPbGa a8xBaiaa=1gacaGGQaGaamivaiaabccacqGHRaWkcqaHYoGypaWaaS baaSqaa8qacaaI2aaapaqabaGcpeGaaiOkaiaa=jhacaWFLbGaa83y aiaa=LgacaWFTbGaa8xBaiaacQcacaWGubGaaeiiaaqaaiabgUcaRi abek7aI9aadaWgaaWcbaWdbiaaiEdaa8aabeaak8qacaGGQaGaa8hB aiaa=rhacaWFPbGaa8xBaiaa=1gacaGGQaGaamivaiaabccacqGHRa WkcaqGGaGaamyzaaaaaa@824E@

Y MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGzbaaaa@36F4@ renvoie à la mesure de résultat (taux d’emploi ou rémunération hebdomadaire) et T MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGubaaaa@36EF@ , à la période (0 pour l’année de début et 1 pour l’année de fin). Newimm, recimm et ltimm sont des variables fictives qui représentent respectivement les immigrants nouveaux, récents et de longue date ayant leurs homologues nés au Canada comme groupe de référence commun. X MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGybaaaa@36F3@  représente les variables de contrôle communes aux immigrants et aux travailleurs nés au pays, et Z MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGAbaaaa@36F5@ , les variables propres aux immigrants (années depuis l’établissement et région d’origine); β s MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGydaWgaaWcbaGaam4Caaqabaaaaa@38DB@  renvoie aux coefficients de régression. β 5 , MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI1aaapaqabaGcpeGaaiilaaaa @399A@   β 6 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI2aaapaqabaaaaa@38D1@  et β 7 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI3aaapaqabaaaaa@38D2@ représentent dans le modèle 1 les variations observées dans l’écart de la mesure des résultats pour les immigrants nouveaux, récents et de longue date par rapport aux travailleurs nés au Canada; β 5 , MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGycaGGzaYdamaaBaaaleaapeGaaGynaaWdaeqaaOWdbiaa cYcaaaa@3A57@ β 6 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGycaGGzaYdamaaBaaaleaapeGaaGOnaaWdaeqaaaaa@398E@  et β 7 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGycaGGzaYdamaaBaaaleaapeGaaG4naaWdaeqaaaaa@398F@  représentent dans le modèle 2 les variations estimatives du même écart après correction en fonction des différences de caractéristiques sociodémographiques. Ainsi, les différences β 5 β 5 , MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI1aaapaqabaGcpeGaeyOeI0Ia eqOSdiMaaiygG8aadaWgaaWcbaWdbiaaiwdaa8aabeaak8qacaGGSa aaaa@3E18@   β 6 β 6 , MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI2aaapaqabaGcpeGaeyOeI0Ia eqOSdiMaaiygG8aadaWgaaWcbaWdbiaaiAdaa8aabeaak8qacaGGSa aaaa@3E1A@  et β 7 β 7 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI3aaapaqabaGcpeGaeyOeI0Ia eqOSdiMaaiygG8aadaWgaaWcbaWdbiaaiEdaa8aabeaaaaa@3D52@  représentent la partie de la variation de l’écart des résultats dont rendent compte les variables de contrôle incluses, ce qui constitue la composante « expliquée » dans la décomposition classique d’Oaxaca.

Par une méthode de décomposition intertemporelle (Hou, 2013), on peut subdiviser les variations expliquées de l’écart de la mesure de résultat et dégager la contribution de chaque variable de contrôle, par exemple

β 5 β 5 = β x *(Δ X t1 Δ X t0 ) + β z *( Z t1   Z t0 ) MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaaI1aaapaqabaGcpeGaeyOeI0Ia eqOSdiMaaiygG8aadaWgaaWcbaWdbiaaiwdaa8aabeaak8qacqGH9a qpcqaHYoGypaWaaSbaaSqaa8qacaWG4baapaqabaGcpeGaaiOka8aa caGGOaWdbiabfs5aejaadIfapaWaaSbaaSqaa8qacaWG0bGaaGymaa WdaeqaaOWdbiaacobicqqHuoarcaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamiD aiaaicdaa8aabeaakiaacMcapeGaaeiiaiabgUcaRiabek7aI9aada WgaaWcbaWdbiaadQhaa8aabeaak8qacaGGQaWdamaabmaabaWdbiaa dQfapaWaaSbaaSqaa8qacaWG0bGaaGymaaWdaeqaaOWdbiaacobica qGGaGaamOwa8aadaWgaaWcbaWdbiaadshacaaIWaaapaqabaaakiaa wIcacaGLPaaaaaa@5B78@

Δ X t0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqqHuoarcaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamiDaiaaicdaa8aabeaa aaa@3A66@  désigne les différences de caractéristiques sociodémographiques entre les nouveaux immigrants et leurs homologues nés au Canada en début (2001) et Δ X t1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacqqHuoarcaWGybWdamaaBaaaleaapeGaamiDaiaaigdaa8aabeaa aaa@3A67@ , en fin de période (2016). Z t0 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGAbWdamaaBaaaleaapeGaamiDaiaaicdaa8aabeaaaaa@3902@  indique les caractéristiques propres aux immigrants au début de la période et Z t1 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aaatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGAbWdamaaBaaaleaapeGaamiDaiaaigdaa8aabeaaaaa@3903@ , à la fin de la période.

Résultats

Variations des écarts de taux d’emploi et de rémunération entre les immigrants et leurs homologues nés au Canada

Le tableau 1 présente les taux d’emploi selon le statut d’immigrant dans les années comprises entre les recensements de 2001 et 2016 ainsi qu’en 2016 et 2019 pour les estimations tirées de l’EPA.

Tout au long de la période allant de 2001 à 2019, les écarts de taux d’emploi entre les immigrants nouveaux et récents de sexe masculin et les hommes nés au Canada se sont considérablement resserrés Note . Ils ont diminué parce que le taux d’emploi a augmenté de façon marquée chez les immigrants masculins nouveaux et récents, tout en n’évoluant guère chez les hommes nés au Canada et les immigrants masculins de longue date (tableau 1). Chez les nouveaux immigrants de sexe masculin, le taux d’emploi a augmenté de 4,6 points de pourcentage de 2001 à 2016, puis de 1,0 point de pourcentage de 2016 à 2019. Le taux d’emploi chez les immigrants récents de sexe masculin a progressé de 2,8 points de pourcentage de 2001 à 2016 et de et 3,8 points de pourcentage de 2016 à 2019.



Tableau 1
Taux d'emploi selon le statut d'immigrant, population de 25 à 54 ans
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux d'emploi selon le statut d'immigrant Taux d'emploi, Différence par rapport aux homologues nés au Canada, Recensement, EPA, 2001, 2006, 2011, 2016 et 2019, calculées selon pourcentage et points de pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux d'emploi Différence par rapport aux homologues nés au Canada
Recensement EPA Recensement EPA
2001 2006 2011 2016 2016 2019 2001 2006 2011 2016 2016 2019
pourcentage points de pourcentage
Hommes
Nés au Canada 85,7 86,4 85,1 84,1 85,2 87,0 0 0 0 0 0 0
Immigrants nouveaux 77,2 80,8 79,5 81,9 83,1 84,1 -8,5 -5,6 -5,5 -2,2 -2,1 -2,9
Immigrants récents 83,2 86,1 85,9 86,0 85,7 89,5 -2,5 -0,4 0,9 1,9 0,5 2,5
Immigrants de longue date 87,5 87,4 85,5 86,1 86,6 88,1 1,7 1,0 0,4 2,0 1,4 1,1
Femmes
Nées au Canada 76,4 78,5 79,2 80,0 81,2 83,3 0 0 0 0 0 0
Immigrantes nouvelles 56,5 59,3 59,3 61,1 57,8 60,1 -19,9 -19,2 -20,0 -19,0 -23,4 -23,2
Immigrantes récentes 66,9 68,6 68,2 68,5 67,6 72,4 -9,5 -9,9 -11,0 -11,5 -13,6 -10,9
Immigrantes de longue date 75,8 76,1 74,9 75,9 75,3 78,5 -0,6 -2,4 -4,3 -4,1 -5,9 -4,8

Au cours de la période allant de 2001 à 2019, l’écart du taux d’emploi entre les nouvelles immigrantes et leurs homologues nées au Canada n’a guère changé, puisque les deux groupes ont connu une progression semblable des taux d’emploi (tableau 1). Les taux relatifs d’emploi des immigrantes récentes et de longue date ont diminué de 2001 à 2016 pour ensuite se redresser partiellement de 2016 à 2019. Les taux d’emploi des immigrantes nouvelles et récentes se situaient bien en deçà du taux des femmes nées au Canada tout au long de cette période. Les immigrantes de longue date présentaient en 2001 un taux d’emploi légèrement inférieur à celui des femmes nées au pays, mais l’écart devait s’accroître pour s’établir à 4,8 points de pourcentage en 2019.



Tableau 2
Rémunération hebdomadaire moyenne selon le statut d’immigrant chez les employés de 25 à 54 ans
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Rémunération hebdomadaire moyenne selon le statut d’immigrant chez les employés de 25 à 54 ans Rémunération hebdomadaire moyenne, Différence par rapport aux homologues nés au Canada, Recensement, EPA, 2000, 2005, 2010, 2015 et 2019, calculées selon dollars constants de 2015 et pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Rémunération hebdomadaire moyenne Différence par rapport aux homologues nés au Canada
Recensement EPA Recensement EPA
2000 2005 2010 2015 2015 2019 2000 2005 2010 2015 2015 2019
dollars constants de 2015 pourcentage
Hommes
Nés au Canada 1 256 1 299 1 386 1 461 1 205 1 205 0 0 0 0 0 0
Immigrants nouveaux 1 003 959 1 092 1 108 890 955 -20,1 -26,2 -21,2 -24,2 -26,1 -20,7
Immigrants récents 1 022 1 128 1 252 1 239 985 1 060 -18,6 -13,1 -9,6 -15,2 -18,3 -12,0
Immigrants de longue date 1 298 1 285 1 359 1 411 1 150 1 170 3,3 -1,1 -1,9 -3,4 -4,6 -2,9
Femmes
Nées au Canada 871 912 1 025 1 075 925 965 0 0 0 0 0 0
Immigrantes nouvelles 709 685 812 806 670 735 -18,6 -24,8 -20,8 -25,0 -27,6 -23,8
Immigrantes récentes 754 804 931 908 710 765 -13,4 -11,8 -9,1 -15,6 -23,2 -20,7
Immigrantes de longue date 916 934 1 043 1 088 865 920 5,2 2,5 1,8 1,2 -6,5 -4,7

Contrairement à l’amélioration de leur situation relative sur le plan des taux d’emploi, les nouveaux immigrants de sexe masculin ont vu s’accroître l’écart de leur rémunération hebdomadaire : ils gagnaient 20,1 % de moins que leurs homologues nés au Canada en 2000 et 24,2 % de moins en 2015, l’écart s’étant creusé. Si la rémunération a augmenté dans les deux groupes, l’écart s’est élargi, car la hausse de la rémunération a été plus rapide chez les hommes nés au Canada que chez les nouveaux immigrants de sexe masculin (tableau 2). Une baisse de la rémunération relative a également été observée chez les hommes immigrants de longue date. De 2000 à 2015, seuls les hommes immigrants récents ont vu l’écart de rémunération se redresser légèrement par rapport aux hommes nés au Canada. Tout au long de la période allant de 2015 à 2019 cependant, la rémunération hebdomadaire s’est maintenue chez les hommes nés au pays, mais a augmenté dans les trois groupes d’immigrants de sexe masculin. Ainsi, par rapport à la rémunération de leurs homologues nés au Canada, la rémunération hebdomadaire des hommes immigrants s’est dégradée en grande partie pendant toute la période allant de 2000 à 2015 pour ensuite quelque peu s’améliorer de 2015 à 2019.

Les immigrantes ont vécu des changements semblables en général. Tout au long de la période allant de 2000 à 2015, leur rémunération relative (par rapport aux femmes nées au Canada) s’est dégradée dans les trois groupes d’immigrantes (tableau 2). Les écarts négatifs de rémunération ont augmenté chez les immigrantes nouvelles et récentes et le petit écart positif des immigrantes de longue date a disparu par rapport aux femmes nées au Canada. De 2015 à 2019, ces pertes de rémunération relative se sont quelque peu redressées et les trois groupes d’immigrantes ont vu leurs écarts rétrécir par rapport aux femmes nées au Canada.

Les résultats présentés sont fondés sur le recensement jusqu’en 2016 et sur l’EPA jusqu’en 2019. Aux fins de vérification de la robustesse, les tendances relatives aux écarts de rémunération entre les nouveaux immigrants (depuis un à cinq ans au Canada) et les travailleurs nés au pays ont été dégagées pour la période allant de 2000 à 2017 à l’aide d’autres sources de données, à savoir la Banque de données administratives longitudinales et la Base de données longitudinales sur l’immigration (BDIM). La tendance générale de l’évolution de l’écart de rémunération observé à partir de ces autres sources ressemblait fort à celle qui a été décrite d’après le recensement et l’EPA. La BDIM permet une analyse par catégorie d’admission des immigrants (p. ex. les demandeurs principaux de la catégorie économique, les conjoints et les personnes à charge de ces demandeurs, la catégorie du regroupement familial, les réfugiés). Peu de différences ont été observées entre les catégories d’admission pour ce qui est des tendances des écarts de rémunération des nouveaux immigrants entre 2000 et 2017.

Résultats de l’analyse multivariée

Les tendances observées qui ont été mentionnées pourraient tenir en partie à l’évolution des caractéristiques sociodémographiques chez les travailleurs nés au Canada et les immigrants. Le tableau 3 présente l’évolution des caractéristiques choisies selon le statut d’immigrant de 2001 à 2019. Des changements considérables se sont produits chez les immigrants en ce qui a trait au niveau de scolarité, à la langue, à l’appartenance à une minorité visible, à la région d’origine et à la répartition géographique.

Pendant la période étudiée, le niveau de scolarité a augmenté plus lentement chez les hommes nés au Canada et les hommes nouveaux immigrants que chez les hommes immigrants récents et de longue date. Chez les femmes, il a augmenté plus rapidement dans les trois groupes d’immigrantes que chez leurs homologues nées au Canada.

Les variations du profil linguistique des nouveaux immigrants différaient de celles des immigrants de longue date. De 2001 à 2016, la proportion de personnes ayant le français ou l’anglais comme langue maternelle a augmenté chez les nouveaux immigrants, plus particulièrement chez les hommes (tableau 3). Il faut sans doute y voir le résultat de l’application d’exigences plus rigoureuses en matière de compétence dans les langues officielles aux fins de la sélection des immigrants de la catégorie économique. En comparaison, la proportion de personnes ayant le français ou l’anglais comme langue maternelle a diminué chez les immigrants récents (hommes) et de longue date, reflet du long déplacement entre les régions d’origine des immigrants.

La répartition géographique des immigrants nouveaux et récents au Canada a grandement évolué. De 2001 à 2019, la forte concentration des immigrants nouveaux et récents en Ontario et en Colombie-Britannique a diminué parce que ceux‑ci ont été proportionnellement plus nombreux à s’établir dans les provinces des Prairies (Alberta, Saskatchewan et Manitoba). En fonction même des variations de la répartition géographique sur le plan provincial, il y a eu proportionnellement moins d’immigrants nouveaux et récents qui se sont établis dans les régions métropolitaines de recensement de Toronto et de Vancouver, alors que la proportion a augmenté dans les régions métropolitaines de recensement plus petites.



Tableau 3
Caractéristiques sociodémographiques des groupes de population de 25 à 54 ans
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Caractéristiques sociodémographiques des groupes de population de 25 à 54 ans Personnes nées au Canada, Immigrants nouveaux, Immigrants récents, Immigrants de longue date, Recen-sement, EPA, 2001, 2016 et 2019, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Personnes nées au Canada Immigrants nouveaux Immigrants récents Immigrants de longue date
Recen-sement EPA Recen-sement EPA Recen-sement EPA Recen-sement EPA
2001 2016 2016 2019 2001 2016 2016 2019 2001 2016 2016 2019 2001 2016 2016 2019
pourcentage
Hommes
Âge
25 à 34 ans 30,3 34,1 35,0 36,3 36,8 38,1 43,7 42,2 31,2 26,9 29,8 32,1 18,6 20,7 21,8 22,5
35 à 44 ans 38,0 31,2 31,2 32,5 41,0 41,5 39,1 42,1 44,0 43,0 43,0 42,6 34,0 29,2 31,1 31,6
45 à 54 ans 31,8 34,7 33,8 31,2 22,2 20,3 17,3 15,7 24,9 30,1 27,2 25,4 47,4 50,1 47,1 45,9
Scolarité
Sans diplôme d’études secondaires 23,4 12,1 10,1 8,6 13,9 7,0 6,3 5,6 22,1 8,3 5,6 5,8 21,7 11,1 7,1 6,67
Diplôme d’études secondaires 40,0 42,4 42,9 41,6 23,8 23,5 20,0 18,9 31,9 25,4 24,9 22,6 34,5 30,7 28,9 27,32
Études postsecondaires partielles 18,6 23,6 23,8 25,0 15,8 17,3 17,6 16,1 18,3 17,8 18,1 17,3 19,4 21,2 21,5 22,29
Baccalauréat 12,2 15,7 16,5 17,8 23,5 27,9 33,5 34,5 15,9 26,5 29,6 31,4 14,6 23,0 27,0 29,0
Diplôme d’études supérieures 5,7 6,2 6,6 7,0 23,0 24,4 22,6 25,0 11,9 22,0 21,9 23,0 9,8 14,1 15,5 14,7
Langue
Ne parle ni français ni anglais 0,0 0,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 4,8 4,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 4,7 3,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 1,5 1,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Autre langue maternelle, parle français ou anglais 4,3 4,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 76,3 70,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 74,4 73,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 59,9 68,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Français ou anglais comme langue maternelle 95,7 95,3 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 18,9 24,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 20,9 22,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 38,6 29,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Appartenance à une minorité visible 1,8 5,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 71,3 79,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 71,9 76,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 45,6 68,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Province
Région de l’Atlantique 9,3 8,0 7,8 7,7 0,9 1,9 2,0 3,3 0,8 1,4 1,5 1,4 1,5 1,0 1,0 0,8
Québec 27,3 25,4 25,8 25,4 13,8 20,2 21,3 16,7 14,6 19,0 19,7 21,3 12,8 14,2 13,9 14,5
Ontario 33,1 34,2 34,3 34,5 55,9 37,1 37,5 44,7 56,6 43,3 42,4 41,2 55,6 54,9 55,8 55,8
Manitoba 3,8 3,7 3,5 3,4 1,6 5,3 5,4 4,8 1,8 4,0 4,3 4,2 2,8 2,1 1,9 2,4
Saskatchewan 3,5 3,5 3,5 3,5 0,7 3,8 4,6 3,5 0,5 2,0 2,5 3,1 0,8 0,7 0,9 0,8
Alberta 10,8 12,7 13,2 13,6 6,9 17,2 17,5 13,2 7,3 14,7 15,5 14,2 9,4 10,3 10,7 10,7
Colombie-Britannique 11,8 12,0 11,8 11,8 20,2 14,4 11,6 13,8 18,3 15,6 14,1 14,5 17,0 16,6 15,9 15,0
Taille de la ville
Toronto 10,0 11,2 11,1 11,2 43,5 28,5 29,2 33,3 44,1 33,2 32,4 31,8 36,6 39,9 41,8 42,0
Montréal 11,5 11,4 11,3 11,2 12,2 17,0 17,8 14,1 13,3 16,1 16,3 17,3 11,2 12,2 12,1 12,2
Vancouver 5,1 5,4 5,5 5,3 18,0 11,8 9,2 11,6 15,8 12,9 11,8 12,2 12,0 13,6 13,1 12,8
Régions métropolitaines de recensement de taille moyenne 14,8 16,4 16,1 16,8 13,4 23,1 22,5 18,9 14,0 20,2 21,5 19,9 16,6 16,7 16,8 16,5
Régions métropolitaines de recensement de petite taille 20,5 21,6 23,5 23,3 8,7 11,3 11,8 14,7 8,5 10,3 11,2 11,5 12,7 10,8 10,5 10,9
Villes autres que des régions métropolitaines de recensement 38,1 34,1 32,6 32,1 4,3 8,4 9,5 7,4 4,3 7,3 6,7 7,2 11,0 6,8 5,8 5,6
Région d’origine
États-Unis 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 1,6 1,8 1,6 1,5 1,6 2,0 1,9 1,4 4,9 2,8 2,2 2,4
Caraïbes, Amérique centrale et Amérique du Sud 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 8,2 10,8 10,9 9,1 13,4 12,2 12,9 9,5 13,1 13,6 13,4 12,5
Europe du Nord et de l’Ouest 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 6,1 7,0 6,9 5,9 5,6 7,0 6,8 8,0 23,1 9,7 9,1 8,0
Europe du Sud 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 6,2 1,6 1,5 2,6 5,6 1,6 2,1 1,6 16,0 6,3 5,9 4,2
Europe de l’Est 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 9,8 4,4 4,6 3,6 10,1 6,7 5,7 4,9 5,5 7,7 7,9 8,2
Afrique 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 9,0 15,9 14,9 13,3 8,1 13,8 13,4 14,7 5,2 8,2 8,7 9,8
Asie du Sud 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 18,4 20,2 24,6 25,7 15,5 20,3 21,8 21,6 7,4 16,0 16,4 17,7
Asie du Sud-Est 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 7,5 14,2 15,2 13,5 11,5 10,9 12,2 14,0 10,4 11,0 11,0 10,7
Asie de l’Est 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 23,9 12,8 9,3 10,9 18,6 15,2 13,1 13,2 8,9 14,7 15,7 15,6
Asie de l’Ouest 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 8,5 10,3 10,0 12,9 8,9 9,4 9,5 10,5 4,2 9,0 8,8 10,0
Femmes
Âge
25 à 34 ans 30,1 33,5 35,3 36,1 43,1 43,3 48,8 52,5 34,0 29,9 34,4 33,4 17,7 18,5 19,1 19,9
35 à 44 ans 38,1 31,2 30,8 32,5 38,9 39,1 37,2 34,2 42,4 43,8 42,0 44,0 34,7 31,8 34,2 33,9
45 à 54 ans 31,9 35,4 33,9 31,4 18,0 17,7 14,0 13,3 23,6 26,4 23,6 22,6 47,6 49,7 46,8 46,2
Scolarité
Sans diplôme d’études secondaires 19,7 8,0 6,3 5,1 17,9 7,7 7,0 6,1 22,9 8,7 5,5 5,3 23,0 9,9 6,6 5,78
Diplôme d’études secondaires 34,8 29,3 29,2 27,6 25,7 19,2 17,8 14,7 30,9 21,6 18,8 17,2 31,7 26,0 25,0 22,99
Études postsecondaires partielles 26,0 32,0 32,5 32,4 19,9 19,3 19,4 18,2 22,1 21,7 24,0 23,3 23,9 26,4 25,8 25,91
Baccalauréat 13,9 22,0 22,8 25,0 22,0 32,4 35,5 35,9 15,6 29,5 33,8 35,1 14,1 25,2 29,5 31,9
Diplôme d’études supérieures 5,6 8,7 9,3 10,0 14,6 21,4 20,4 25,2 8,5 18,5 17,9 19,1 7,3 12,5 13,1 13,4
Langue
Ne parle ni français ni anglais 0,0 0,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 7,8 5,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 6,3 4,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 2,3 2,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Autre langue maternelle, parle français ou anglais 4,5 5,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 73,9 73,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 72,2 75,6 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 57,2 68,4 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Français ou anglais comme langue maternelle 95,4 94,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 18,2 21,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 21,5 19,8 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 40,5 28,9 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Appartenance à une minorité visible 1,7 5,4 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 72,9 82,5 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 73,7 79,7 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 46,3 70,1 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Province
Région de l’Atlantique 9,6 8,5 8,5 8,3 0,9 1,8 2,0 2,8 0,7 1,2 1,3 1,2 1,5 1,0 0,8 0,9
Québec 27,4 25,2 25,5 25,0 12,8 18,7 19,9 18,8 13,1 17,5 18,9 17,9 12,2 13,4 13,8 14,2
Ontario 33,3 34,6 35,0 35,2 55,4 38,8 38,7 41,6 56,2 45,5 44,3 45,5 56,2 55,9 55,6 55,9
Manitoba 3,8 3,7 3,6 3,5 1,5 5,1 5,1 4,0 1,8 3,6 4,0 4,3 2,7 1,9 1,8 2,2
Saskatchewan 3,5 3,5 3,4 3,5 0,6 3,4 4,1 3,2 0,6 1,7 2,5 2,7 0,8 0,7 0,7 0,8
Alberta 10,4 12,2 12,3 12,8 7,0 16,6 17,7 14,7 7,7 13,6 13,9 13,4 9,0 9,8 10,1 10,5
Colombie-Britannique 11,7 11,9 11,7 11,7 21,7 15,5 12,4 14,9 19,8 16,8 15,2 15,0 17,5 17,3 17,3 15,5
Taille de la ville
Toronto 10,0 11,0 10,7 11,3 43,2 29,9 30,0 31,0 43,8 34,8 33,1 35,0 37,4 40,8 41,7 42,0
Montréal 11,8 11,5 11,0 10,9 11,3 15,8 16,6 16,1 12,0 14,9 16,2 14,7 10,8 11,6 11,8 12,3
Vancouver 4,9 5,1 5,3 5,2 19,3 12,7 9,5 12,1 17,1 14,0 12,7 12,3 12,2 14,0 14,3 12,7
Régions métropolitaines de recensement de taille moyenne 14,7 16,2 15,5 16,4 13,3 22,5 22,9 19,8 14,2 19,3 19,8 19,4 15,9 16,4 16,0 16,5
Régions métropolitaines de recensement de petite taille 21,1 22,0 24,1 23,8 8,4 10,7 11,3 12,7 8,1 10,0 11,5 11,9 12,4 10,5 10,5 10,5
Villes autres que des régions métropolitaines de recensement 37,6 34,3 33,4 32,5 4,5 8,3 9,7 8,5 4,8 6,9 6,6 6,7 11,3 6,7 5,8 6,1
Région d’origine
États-Unis 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 2,1 1,9 1,9 1,9 2,3 2,0 1,6 1,7 6,6 3,2 3,0 2,2
Caraïbes, Amérique centrale et Amérique du Sud 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 9,5 10,8 10,4 10,0 14,1 11,8 12,9 11,9 15,1 14,6 13,7 13,7
Europe du Nord et de l’Ouest 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 5,2 4,7 4,8 5,1 5,3 4,8 4,4 4,8 22,5 8,6 8,3 7,0
Europe du Sud 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 5,4 1,1 1,5 1,5 4,4 1,3 1,6 1,2 14,7 5,7 5,4 4,2
Europe de l’Est 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 10,3 5,2 5,6 4,7 10,3 7,0 5,9 5,5 5,3 8,1 8,1 8,5
Afrique 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 7,3 13,7 13,5 13,5 6,7 11,9 12,9 13,4 4,5 7,6 7,5 8,7
Asie du Sud 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 15,8 17,5 19,9 21,9 12,5 18,7 18,9 17,4 7,0 15,1 15,5 15,7
Asie du Sud-Est 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 11,1 19,1 19,0 16,0 16,7 14,8 16,7 18,3 10,6 12,4 12,7 13,7
Asie de l’Est 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 25,6 16,3 13,0 13,0 20,1 18,7 15,9 15,4 9,4 16,0 16,6 17,1
Asie de l’Ouest 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 7,2 9,2 10,2 12,0 6,7 8,6 8,8 9,9 3,1 7,6 8,2 8,5

L’évolution des caractéristiques sociodémographiques explique-t-elle l’évolution des écarts de taux d’emploi?

Pour examiner la mesure dans laquelle les variations des caractéristiques sociodémographiques ont influé sur les variations des écarts de taux d’emploi et de rémunération hebdomadaire entre les immigrants et les personnes nées au Canada, des modèles multivariés dont les résultats sont présentés aux tableaux 4 et 5 ont été construits. Pour faciliter la comparaison, l’étude présente aussi les variations observées dans les écarts.

Le tableau 4 fait état des variations observées et ajustées des écarts du taux d’emploi. Une valeur négative indique que l’écart du taux d’emploi entre un groupe d’immigrants et leurs homologues nés au Canada s’est rétréci (c.-à-d. que la situation relative du groupe s’est améliorée). Ainsi, l’écart du taux d’emploi entre les nouveaux immigrants masculins et les hommes nés au pays qui était de 8,5 points de pourcentage en 2001 n’était plus que de 2,2 points en 2016 (voir le tableau 1). De 2001 à 2016, l’écart a diminué de 6,3 points de pourcentage (tableau 4, premier chiffre de la colonne « Valeurs observées, recensement, 2001 à 2016 »).



Tableau 4
Variations de la différence de taux d’emploi entre les immigrants et la population née au Canada de 25 à 54 ans
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Variations de la différence de taux d’emploi entre les immigrants et la population née au Canada de 25 à 54 ans Variations observées, Variations ajustées, Recensement, EPA, 2001 à 2016 et 2016 à 2019, calculées selon points de pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Variations observées Variations ajustées
Recensement EPA Recensement EPA
2001 à 2016 2016 à 2019 2001 à 2016 2016 à 2019
points de pourcentage
Hommes
Immigrants nouveaux -6,3 0,8 -6,6 0,3
Immigrants récents -4,4 -1,9 -3,4 -2,2
Immigrants de longue date -0,3 0,3 -1,5 -0,1
Femmes
Variations observées
Immigrantes nouvelles -0,9 -0,2 -0,5 -0,7
Immigrantes récentes 2,0 -2,6 2,6 -2,8
Immigrantes de longue date 3,6 -1,1 1,7 -1,6

Pour les trois groupes d’immigrants de sexe masculin, les variations ajustées d’écart du taux d’emploi n’étaient que légèrement différentes des variations observées. C’est dire que les variations des caractéristiques sociodémographiques n’ont guère contribué dans l’ensemble à l’évolution observée de l’écart d’emploi entre les immigrants et les travailleurs nés au Canada. L’analyse de la décomposition intertemporelle montre que les variations des diverses caractéristiques sociodémographiques ont eu des effets différents sur les variations des écarts de taux d’emploi entre les immigrants et leurs homologues nés au pays. Les effets positifs des variations de certaines caractéristiques compensent souvent les effets négatifs des variations des autres. Par exemple, de 2001 à 2016, pour les nouveaux immigrants de sexe masculin, l’évolution des régions d’origine (et plus particulièrement une proportion moindre de l’Asie de l’Est et de l’Europe de l’Est) et la proportion accrue d’immigrants ayant le français ou l’anglais comme langue maternelle ont eu tendance à réduire l’écart d’emploi. Parallèlement, des progrès plus rapides de la scolarité chez les hommes nés au Canada, conjugués à une plus grande tendance des nouveaux immigrants à s’établir en dehors des grandes régions métropolitaines de recensement et dans des provinces aux taux d’emploi relativement bas, ont eu tendance à accroître l’écart de l’emploi. Les deux effets opposés s’annulent l’un l’autre en grande partie.

Comme pour les immigrants de sexe masculin, l’ajustement en fonction des différences de caractéristiques sociodémographiques ne rendait guère compte des variations observées des écarts d’emploi chez les immigrantes.

Qu’en est-il de l’évolution des écarts de rémunération?

Le tableau 5 présente les variations observées et ajustées de l’écart de rémunération entre les groupes d’immigrants et les travailleurs nés au Canada. Comme il est mentionné précédemment, une valeur positive est un écart qui s’élargit et une valeur négative, un écart qui se rétrécit. Ainsi, les nouveaux immigrants de sexe masculin gagnaient 20,1 % de moins que leurs homologues nés au Canada en 2000 et 24,2 % de moins en 2015 (voir le tableau 2). Ainsi, l’écart s’était creusé de 4,1 points de pourcentage (premier chiffre de la première colonne du tableau 5).



Tableau 5
Variations de l’écart de rémunération hebdomadaire entre les immigrants et les travailleurs nés au Canada
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Variations de l’écart de rémunération hebdomadaire entre les immigrants et les travailleurs nés au Canada Variations observées, Variations ajustées, Recensement, EPA, 2000 à 2015 et 2015 à 2019, calculées selon points de pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Variations observées Variations ajustées
Recensement EPA Recensement EPA
2000 à 2015 2015 à 2019 2000 à 2015 2015 à 2019
points de pourcentage
Hommes
Immigrants nouveaux 4,1 -5,4 5,3 -5,8
Immigrants récents -3,4 -6,0 6,7 -6,4
Immigrants de longue date 6,7 -1,7 4,1 -2,0
Femmes
Immigrantes nouvelles 6,4 -4,1 7,6 -2,2
Immigrantes récentes 2,2 -2,6 8,1 -2,8
Immigrantes de longue date 4,0 -1,8 0,9 -2,5

Pour les trois groupes d’hommes immigrants, les variations des caractéristiques sociodémographiques ne rendaient guère compte des variations observées de l’écart de rémunération. C’est ce qui ressort puisque les variations ajustées de cet écart par rapport aux travailleurs nés au pays n’étaient que légèrement différentes des variations observées aussi bien pendant la période allant de 2000 à 2015 que celle de 2015 à 2019. La seule exception était les hommes immigrants récents pour qui l’écart de rémunération ajusté était nettement en hausse (+6,7 points de pourcentage) de 2000 à 2015, alors que l’écart observé était en baisse (-3,4 points de pourcentage). La raison en est principalement que, pendant cette période, la progression observée dans la scolarité a été bien plus importante chez ces hommes qu’elle ne l’a été chez les hommes nés au Canada. Les résultats ajustés montrent que, si le niveau de scolarité de ces mêmes hommes immigrants récents avait progressé plus lentement que celui de leurs homologues nés au Canada, l’écart de rémunération aurait été bien plus grand.

La comparaison des variations ajustées et observées des écarts de rémunération entre 2000 et 2015 indique que, chez les immigrantes nouvelles et récentes, l’évolution des caractéristiques sociodémographiques n’explique en rien l’accentuation des écarts de rémunération observés. En fait, les écarts de rémunération ajustés ont augmenté plus vite que les écarts observés, surtout parce que les progrès de la scolarité ont été plus rapides chez ces immigrantes que chez les femmes nées au Canada. L’évolution des caractéristiques sociodémographiques rend compte des trois quarts environ de l’accentuation de l’écart de rémunération chez les immigrantes de longue dateNote .

Au cours de la période allant de 2015 à 2019, les améliorations plus rapides du niveau de scolarité chez les nouvelles immigrantes que chez les femmes nées au Canada rendent compte de la moitié environ de l’amélioration de l’écart de rémunération pour ce groupe. Chez les immigrantes récentes et de longue date, l’évolution des caractéristiques sociodémographiques n’explique guère l’amélioration de cet écart de 2015 à 2019.

Dans l’ensemble, les résultats ajustés montrent que, lorsque l’on compare les immigrants avec les personnes nées au Canada qui ont des caractéristiques sociodémographiques semblables, l’écart de rémunération s’accroît pour tous les groupes d’immigrants de 2000 à 2015 et décroît de 2015 à 2019.

Chez les immigrants nouveaux et récents de sexe masculin, les écarts de rémunération se sont accrus dans la première période pour être compensés en majeure partie par des écarts décroissants dans la seconde, le résultat étant que les écarts n’ont guère changé dans l’ensemble de la période allant de 2000 à 2019. Chez les hommes immigrants de longue date, l’écart a augmenté deux fois plus dans la première période qu’il n’a diminué dans la seconde, d’où une augmentation nette au cours des deux décennies visées.

Si l’on compare les résultats ajustés des immigrantes avec ceux de leurs homologues nées au Canada, la détérioration de la situation relative en matière de rémunération des immigrantes nouvelles et récentes a été bien plus grande dans la première période que son amélioration dans la seconde, d’où une dégradation générale de 2000 à 2019. Chez les immigrantes de longue date, l’amélioration de la situation en ce qui a trait à la rémunération a été légèrement plus grande dans la seconde période que sa détérioration dans la première.

Pour résumer, chez les trois groupes masculins d’immigrants, l’évolution des caractéristiques n’explique guère la variation observée dans les écarts de taux d’emploi que ceux de rémunération. Les résultats étaient semblables pour les femmes, sauf pour l’écart de rémunération dans le cas des immigrantes de longue date. Lorsque l’on compare les immigrants avec les personnes nées au Canada qui présentent des caractéristiques semblables, on constate que, pendant toute la période allant de 2001 à 2019, les écarts ajustés de taux d’emploi se sont améliorés (baisses) chez les hommes immigrants, mais n’ont guère changé chez les immigrantes. Les écarts ajustés de rémunération se sont creusés (hausses) dans tous les groupes d’immigrants de 2001 à 2015, mais se sont améliorés de 2015 à 2019.

Conclusion et analyse

La présente étude visait à examiner si les écarts de taux d’emploi et de rémunération hebdomadaire avaient augmenté ou diminué entre les immigrants et les personnes nées au Canada au cours des deux dernières décennies. Les résultats indiquent que les tendances ont varié selon la mesure des résultats, le sexe et la durée du séjour au Canada.

Comme les nouveaux immigrants qui sont au Canada depuis un à cinq ans subissent généralement plus l’influence de la sélection récente des immigrants, les variations de leur situation relative sur le marché du travail présentent un intérêt particulier du point de vue des politiques. Les nouveaux immigrants de sexe masculin ont considérablement amélioré leur situation relative en matière de taux d’emploi. Sur le plan de la rémunération, leur situation relative n’a guère évolué au cours des deux décennies, une détérioration de 2000 à 2015 ayant été compensée par une amélioration de 2015 à 2019. Chez les nouvelles immigrantes, leur situation relative pour ce qui est des taux d’emploi s’est légèrement améliorée, mais ces femmes ont pris encore plus de retard sur le plan de la rémunération par rapport aux femmes nées au Canada présentant des caractéristiques sociodémographiques semblables. L’élargissement considérable de l’écart ajusté de rémunération de 2000 à 2015 n’a pas été compensé par la légère amélioration enregistrée pour période allant de 2015 à 2019.

Les tendances en ce qui a trait aux écarts de rémunération et aux taux d’emploi entre les immigrants récents qui vivent au Canada depuis 6 à 10 ans au Canada et les immigrants nouveaux se ressemblent. Les immigrants récents de sexe masculin ont vu leur situation relative en matière de taux d’emploi s’améliorer. Leur écart de rémunération s’est accru de 2000 à 2015 par rapport aux hommes nés au Canada présentant des caractéristiques sociodémographiques semblables, mais il a rétréci vers la fin des années 2010; par conséquent, leur situation n’a guère évolué pendant toute la période étudiée. Chez les immigrantes récentes, la situation relative du taux d’emploi a peu changé, puisqu’une détérioration observée de 2000 à 2015 a été contrebalancée par une amélioration à la fin des années 2010. L’amélioration de leur rémunération relative à la fin des années 2010 n’a pas suffi à compenser la détérioration observée pendant la période précédente.

La situation relative d’emploi des immigrants de longue date qui sont au Canada depuis plus de 10 ans s’est légèrement améliorée chez les hommes, mais non chez les femmes. Leur situation relative en matière de rémunération s’est dégradée de 2000 à 2015, mais s’est plus ou moins rétablie jusqu’en 2019, ce qui s’est soldé par un léger recul pour les hommes immigrants de longue date et par une légère progression pour les immigrantes de longue date.

Dans l’ensemble, si la rémunération des immigrants a augmenté, l’écart de rémunération n’a guère montré de signes d’amélioration par rapport à leurs homologues nés au Canada entre 2000 et 2015, deux années où les taux nationaux de chômage se ressemblaientNote . Au début de la période étudiée, les immigrants nouveaux et récents ont connu un grand écart de rémunération par rapport à leurs homologues nés au pays et, en moyenne, ils sont restés dans la même situation sur le plan de la rémunération ou ont reculé encore plus par rapport à ces mêmes travailleurs. Les différences de caractéristiques sociodémographiques entre travailleurs immigrants et travailleurs nés au Canada et l’évolution de ces caractéristiques dans le temps n’ont guère influé en général sur les tendances observées dans les écarts de taux d’emploi et de rémunération. Que les résultats des immigrants ne se soient pas améliorés tout au long de cette période n’implique pas nécessairement que les importants changements de politiques en matière de sélection et d’établissement des immigrants n’ont pas eu d’effets positifs. Il est possible que, sans ces changements, la rémunération relative des nouveaux immigrants se soit dégradée. Ainsi, la sélection croissante d’immigrants ayant acquis une expérience professionnelle au Canada avant l’établissement a bel et bien exercé de fortes pressions à la hausse sur la rémunération depuis le début des années 2000 (Hou et Picot, 2016). Il se pourrait en revanche que la forte hausse de l’offre de nouveaux immigrants, plus particulièrement d’immigrants ayant fait des études universitaires, ait exercé des pressions à la baisse sur la rémunération des immigrants. Le niveau annuel moyen d’immigration a augmenté de 28 % entre la fin des années 1990 et le début des années 2010, et le nombre de nouveaux immigrants titulaires d’un baccalauréat a progressé de 60 % entre 2001 et 2016. Comme les nouveaux immigrants rivalisent le plus souvent entre eux et avec les immigrants de plus longue date sur le marché du travail, une forte hausse du nombre de nouveaux immigrants aurait pour effet d’exacerber cette concurrence, si l’on considère en particulier que le nombre d’emplois exigeant des études universitaires n’a pas augmenté aussi rapidement que le nombre de titulaires d’au moins un baccalauréat dans la population (Hou, Lu et Schimmele, 2020).

À la fin des années 2010, la rémunération relative s’est quelque peu améliorée, plus particulièrement chez les immigrants nouveaux et récents. Cette amélioration pourrait être liée à la hausse de la demande de main-d’œuvre dans une période marquée par un faible taux de chômage variant de 5,7 % à 6,3 %. Une étude indique que la situation relative des immigrants sur le marché du travail a tendance à s’améliorer en période d’expansion et à se détériorer en période de contraction (Borjas et Cassidy, 2020). Ce résultat peut en partie être lié à une plus grande tendance à sélectionner les immigrants de la catégorie économique dans le bassin des travailleurs étrangers temporaires. Il a été démontré que cela améliore les revenus initiaux et les revenus à plus long terme (Hou et Picot, 2016; Hou, Crossman et Picot, 2020b). C’est aussi vers la fin des années 2010 que le système de sélection « Entrée express » a été mis en place, bien que les immigrants de la catégorie économique sélectionnés par le nouveau système soient demeurés proportionnellement peu nombreux.

Pour terminer, il faut replacer ces résultats dans le contexte des constatations récentes concernant les revenus initiaux des immigrants. Ceux‑ci se sont améliorés depuis 2005 environ, en particulier chez les immigrants de la catégorie économique. Il reste que la rémunération de leurs homologues nés au Canada, laquelle sert d’indicateur repère de la croissance de la rémunération moyenne produite par l’économie, a aussi été en hausse, et ce, à un rythme plus rapide dans certains cas. Il en résulte un écart stable ou croissant de la rémunération chez les immigrants.

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