Rapports économiques et sociaux
Décisions d’entreprendre des études postsecondaires à la suite d’une mise à pied permanente

Résumé

Le fait de subir une mise à pied permanente, c’est-à-dire une perte d’emploi qui n’est pas suivie d’une réintégration de l’employé chez le même employeur pendant l’année en cours ou l’année suivante, peut avoir des effets durables sur les personnes et leurs familles. Des recherches antérieures ont montré que les revenus après la mise à pied demeurent inférieurs à ce à quoi on pourrait s’attendre, même plusieurs années après la perte d’emploi. L’une des stratégies pour faire face à la perte d’emploi est de se recycler sur le plan professionnel. Toutefois, jusqu’à récemment, les limites des données ont empêché les chercheurs d’observer les activités de formation détaillées des Canadiens mis à pied de façon permanente. La présente étude vise à combler cette lacune en consignant les décisions détaillées en matière de formation postsecondaire prises par les travailleurs touchés à la suite d’une suppression d’emploi. L’enquête repose sur le Recensement de la population de 2006, le Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre (FDLMO), le Fichier des familles T1 (FFT1) et le Système d’information sur les étudiants postsecondaires (SIEP).

Parmi les personnes âgées de 25 à 54 ans en 2009 qui travaillaient pour le même employeur en 2008 et en 2009, qui n’étaient pas inscrites à des études postsecondaires et qui affichaient, de manière continue entre 2004 et 2008, des revenus positifs d’après le feuillet T4, 2,6 % ont été mises à pied de façon permanente en 2009 (dans un contexte de récession économique). Parmi ce groupe, 4,0 % des personnes étaient inscrites à des études postsecondaires en 2009, comparativement à 1,9 % chez leurs homologues qui n’ont pas perdu leur emploi au cours de la même année. Un écart important subsistait en 2018, 14,1 % du groupe de personnes mises à pied s’étant inscrites à des études postsecondaires, comparativement à 9,8 % du groupe de personnes ayant conservé leur emploi.

Parmi les personnes qui se sont inscrites à des programmes d’études postsecondaires, celles qui avaient perdu leur emploi précédemment étaient plus susceptibles de suivre certains types de programmes plus courts, mais axés sur la carrière. Les programmes comprenaient des programmes de formation technique ou professionnelle pour obtenir un certificat ou un diplôme (pour les hommes et les femmes), des programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base (pour les hommes) et des attestations et d’autres sanctions d’études de programmes courts (pour les femmes). Une perte d’emploi antérieure était également associée à une probabilité beaucoup plus faible de suivre un cours à un crédit ou plus sans programme ou sanction d’études, et ce, tant chez les hommes que chez les femmes. De plus, les hommes qui ont perdu leur emploi et qui sont retournés aux études étaient moins susceptibles de s’inscrire à un programme de premier cycle que leurs homologues qui ont conservé leur emploi. Une mise à pied permanente était également associée à une plus forte probabilité que les femmes s’inscrivent à un programme en science, en technologie, en génie et en mathématiques (STGM), y compris les programmes très axés sur les mathématiques.

Ces résultats pourraient refléter l’horizon temporel plus court auquel doivent faire face les travailleurs mis à pied, car bon nombre d’entre eux pourraient devoir réintégrer le marché du travail le plus tôt possible pour payer leurs factures et subvenir aux besoins de leurs personnes à charge.

Mots clés : apprentissage continu, études postsecondaires, mise à pied permanente, recyclage professionnel, suppression d’emplois

Auteurs

Tomasz Handler et Marc Frenette travaillent à la Division de l’analyse sociale et de la modélisation de la Direction des études analytiques et de la modélisation à Statistique Canada.

Remerciement

L’étude a été financée par Emploi et Développement social Canada.

Introduction

Le fait de subir une mise à pied permanente, c’est-à-dire une perte d’emploi qui n’est pas suivie d’une réintégration de l’employé chez le même employeur au cours de la même année ou de l’année suivante, peut avoir des répercussions importantes et durables. En effet, des recherches antérieures ont montré que les travailleurs touchés ont tendance à subir des conséquences négatives importantes à long terme en ce qui concerne leur situation sur le marché du travail au Canada (Morissette et al., 2007; Chan et al., 2011; Bonikowska et Morissette, 2012; Chan et al., 2020), ainsi que dans plusieurs autres pays, y compris les États-Unis (Jacobson et al., 1993; Couch et Placzek, 2010), le Royaume-Uni (Hijzen et al., 2010), la Suède (Eliason et Storrie, 2006) et la Finlande (Huttunen et al., 2006). Par exemple, Morissette et al. (2007) ont constaté que les travailleurs ayant le plus d’ancienneté ont subi d’importantes pertes de revenus à long terme par rapport à leurs revenus d’avant la suppression d’emploi, soit l’équivalent de 18 % à 35 % pour les hommes et de 24 % à 35 % pour les femmes. De plus, Bonikowska et Morissette (2012) ont constaté que les pertes de revenus ne se limitaient pas seulement aux travailleurs mis à pied ayant plus d’ancienneté. En effet, les hommes âgés de 36 à 55 ans ayant plus ou moins d’ancienneté ont connu des pertes de revenus persistantes d’au moins 10 % à la suite de la perte de leur emploi au cours des années 2000.

La façon dont les travailleurs réagissent face à une mise à pied peut être d’une importance cruciale. Morissette et Qiu (2021) ont examiné quatre stratégies d’adaptation possibles : s’inscrire à des études postsecondaires (universitaires ou collégiales), s’inscrire à une formation des apprentis inscrits, déménager dans une autre région économique ou passer à un travail autonome non constitué en société. Ils ont constaté qu’environ 8 travailleurs mis à pied sur 10 n’avaient adopté aucune de ces stratégies au cours de l’année suivant le licenciement, soit à peu près la même proportion que celle des travailleurs qui ont trouvé un nouvel emploi. Environ la même proportion de travailleurs se sont inscrits à des études postsecondaires (de 4 % à 6 %), ont changé de région économique (près de 6 %) ou sont passés à un travail autonome non constitué en société (un peu plus de 4 %). En revanche, pas plus de 1 % ont commencé une formation des apprentis inscrits. Ci et al. (2016) se sont concentrés plus directement sur l’option d’inscription à des études postsecondaires et ont constaté que la perte d’emploi était associée à une augmentation des inscriptions à des études postsecondaires de l’ordre de 2 à 4 points de pourcentage au cours de l’année du licenciement ou de l’année subséquente pour les hommes et les femmes, par rapport à un niveau de référence d’environ 3 %. Ainsi, on a constaté que la perte d’emploi avait pour conséquence de quasiment doubler le nombre d’inscriptions à des études postsecondaires chez les travailleurs touchés par une perte d’emploi. Handler et Morissette (2021) se sont penchés sur une stratégie particulière d’inscription à des études postsecondaires en examinant la mesure dans laquelle les travailleurs ont choisi de nouveaux domaines d’études ou s’ils ont amélioré leurs compétences dans leur domaine d’études initial. Ils ont constaté que près de 10 % des travailleurs mis à pied âgés de 30 à 54 ans avaient commencé des études postsecondaires dans les trois années suivant leur licenciement, et que près de 60 % d’entre eux avaient changé de domaine d’études.

La stratégie d’inscription peut être essentielle, puisque Frenette et al. (2011) ont constaté que l’inscription à des études postsecondaires dans l’année suivant la perte d’emploi était associée à une augmentation des revenus annuels de près de 7 000 $ entre la période s’étendant de cinq ans avant la perte d’emploi à neuf ans suivant cette dernière, comparativement aux travailleurs licenciés qui ne s’étaient pas inscrits à des études postsecondaires au cours de l’année suivant la perte d’emploi. Aux États-Unis, Jacobsen et al. (2005) ont utilisé des données administratives pour montrer qu’en moyenne, le rendement d’une année dans un collège communautaire, à la suite d’une perte d’emploi dans l’État de Washington durant les années 1990, était d’environ 9 % chez les hommes et 13 % chez les femmes. En particulier, ils ont constaté que presque tous les gains étaient attribuables à des cours de formation professionnelle, technique et à des cours de mathématiques et de sciences qui, en moyenne, ont permis d’augmenter les revenus annuels d’environ 14 % pour les hommes et 29 % pour les femmes. En revanche, le rendement associé aux cours non techniques était proche de zéro, tant chez les hommes que chez les femmes.

Dans la littérature, la mesure des activités scolaires postérieures au licenciement a été difficile en raison de deux facteurs interreliés. Premièrement, les mises à pied sont relativement rares et, par conséquent, de grands ensembles de données sont nécessaires (p. ex. des données administratives). Deuxièmement, jusqu’à récemment, les seuls renseignements sur les études postsecondaires disponibles dans les ensembles de données permettant de déterminer les pertes d’emploi provenaient des données fiscales personnelles (c.-à-d. le FFT1 et les fichiers de données fiscales dérivés). Dans ces données, les renseignements sur les études postsecondaires sont déterminés par la présence de crédits d’études postsecondaires. Par conséquent, les données ne contiennent aucun renseignement, à part la décision de s’inscrire à un programme d’études postsecondaires. Aucun détail sur l’inscription n’est connu (p. ex. le type et le niveau du programme et le domaine d’études).

La présente étude, qui repose sur des données administratives qui combinent des renseignements sur la perte d’emploi (tirés du FDLMO) à des renseignements détaillés sur les activités d’études postsecondaires du secteur public des travailleurs touchés (provenant du SIEP) auxquelles s’ajoutent les données du Recensement de 2006 et de l’impôt sur le revenu (tirées du FFT1) comprenant les caractéristiques personnelles des travailleurs, permet de faire un premier pas pour examiner de nouveau l’option de l’inscription aux études postsecondaires après une perte d’emploi. Plus précisément, la présente étude permet d’examiner la relation entre la perte d’emploi subie pendant la crise financière de la fin des années 2000 et les inscriptions à des types particuliers de programmes d’études postsecondaires, y compris les programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base, les programmes d’équivalence d’études secondaires, les microcertifications et les années préuniversitaires, ainsi que les programmes d’études postsecondaires plus traditionnels, comme les certificats ou les diplômes collégiaux et les certificats, les diplômes et les grades universitaires.

Il est important d’intégrer les programmes plus courts et moins conventionnels à l’analyse, car les travailleurs mis à pied peuvent avoir un horizon temporel limité, surtout s’ils ont une famille dont ils doivent prendre soin et des factures à payer. La présente étude comble également une lacune dans la connaissance des politiques. Selon certaines conditions, les chômeurs ont actuellement accès à de la formation parrainée par le gouvernement, souvent à court terme. Les résultats de la présente étude donnent un tableau complet de la mesure dans laquelle les travailleurs licenciés ont tendance à participer à des programmes de formation à court terme offerts dans les collèges et les universités (parrainés ou non par le gouvernement). Cela pourrait éclairer les politiques sur la prestation de la formation parrainée par le gouvernement pour les travailleurs licenciés.

Le reste de la présente étude comprend une section sur les méthodes, où les données et l’approche quantitative sont décrites, une section sur les résultats et une conclusion résumant les résultats et abordant des recherches de suivi possibles.

Méthodes

L’objectif principal de la présente recherche est de consigner les activités d’études postsecondaires de 2009 à 2018 des travailleurs licenciés en 2009, comparativement aux travailleurs qui n’ont pas perdu leur emploi la même année. La présente étude repose sur les données couplées composées du FDLMO, du SIEP, du Recensement de la population de 2006 et du FFT1.

La détermination des pertes d’emplois provient du FDLMO, qui est un riche ensemble de données administratives contenant des renseignements recueillis auprès d’une multitude de sources : le Relevé d’emploi, les feuillets T4, le FFT1 et le Programme d’analyse longitudinale de l’emploi (PALE). Dans le cadre de la présente étude, la partie du Relevé d’emploi joue un rôle crucial en fournissant des renseignements sur les cessations d’emploi et en déterminant les mises à pied permanentes (un licenciement qui n’est pas suivi d’un retour de l’employé chez le même employeur pendant l’année en cours ou les années suivantes) en les distinguant des mises à pied temporaires. Le feuillet T4 – État de la rémunération payée comprend des renseignements au niveau de l’emploi, comme la province d’emploi, le revenu d’emploi annuel et les cotisations syndicales. Le  FFT1 comprend les revenus annuels tirés du feuillet T4 pour tous les emplois, ainsi que les revenus provenant d’un travail autonome et les retenues liées aux études postsecondaires à temps plein et à temps partiel. Les crédits pour études aident à déterminer qui sont les personnes qui ont fait des études postsecondaires au cours de l’année d’imposition^Note. Enfin, le PALE contient des renseignements au niveau de l’entreprise (caractéristiques de l’emploi) permettant l’inclusion de variables sur l’industrie et la taille de l’entreprise dans l’analyse. Étant donné que le PALE est de nature longitudinale, la présente étude utilise des numéros d’entreprise pour déterminer les employeurs afin d’établir le nombre d’années de service (au cours des cinq dernières années) des travailleurs au sein d’une entreprise. Toutes ces caractéristiques de l’emploi sont mesurées au cours de l’année précédant la mise à pied potentielle (2008).

Ensuite, les choix en matière d’éducation qui suivent l’année de la mise à pied potentielle sont saisis par le SIEP, un vaste ensemble de données au niveau individuel qui contient des renseignements sur les études postsecondaires de presque tous les étudiants du niveau postsecondaire du secteur public au Canada. Des données complètes sur les inscriptions de 2009 à 2018 sont disponibles dans le SIEP. Le présent article fournit une analyse plus approfondie des activités scolaires que les études précédentes et intègre en outre le type de programme et de sanction d’études et le domaine d’études. En particulier, les domaines d’études sont classés en divers groupes de programmes en STGM et non liés aux STGM semblables à ceux énoncés par Chan et al. (2021). Ces regroupements de programmes sont appropriés, car ils caractérisent bien les distinctions salariales entre les types de domaines d’études, comme le montre une récente série de documents (Handler et Frenette, 2020a; Handler et Frenette, 2020b; Handler et Frenette, 2020c).

Enfin, la présente étude intègre le Recensement de la population de 2006 pour ajouter des caractéristiques personnelles individuelles comme l’âge, le sexe, le groupe de population (p. ex. Noir, Blanc et Arabe), le statut d’immigrant, qui comprend l’année d’arrivée au Canada et le plus haut niveau de scolarité atteint. De plus, elle intègre le FFT1 pour ajouter des renseignements sur l’état matrimonial^Note et le nombre d’enfants, tous mesurés au cours de l’année précédant la mise à pied potentielle (2008). Ces facteurs sont compris, car ils peuvent avoir des effets indépendants sur la probabilité de s’inscrire à des études postsecondaires et à des programmes particuliers. Dans la mesure où ces caractéristiques peuvent également être corrélées avec la probabilité d’être mis à pied de façon permanente, il sera important de tenir compte de leurs différences dans l’analyse.

Afin de maximiser le nombre de travailleurs mis à pied dans l’échantillon, la présente étude porte sur ceux qui ont été mis à pied de façon permanente pendant la récession de 2008 et 2009. Étant donné que les données sur les inscriptions dans le SIEP ne sont exhaustives qu’à partir de 2009 et que la présente étude permet d’examiner les tendances des inscriptions au cours de l’année de la mise à pied et au-delà, il a été nécessaire de limiter l’échantillon aux personnes qui ont été licenciées en 2009. Pour tenir compte des personnes qui étaient au moins assez âgées pour avoir eu l’occasion d’avoir suivi des études postsecondaires avant le début de leur carrière, l’échantillon a ensuite été limité aux personnes âgées de 25 à 54 ans en date du 31 décembre 2009 (c.-à-d. nées entre 1955 et 1984).

L’échantillon sélectionné dans la présente étude peut être divisé en deux groupes mutuellement exclusifs, soit ceux qui ont été mis à pied de façon permanente en 2009 et ceux qui ne l’ont pas été^Note. Les deux groupes comprennent les personnes qui, au cours de chacune des cinq années précédant 2009 (c.-à-d. de 2004 à 2008), n’ont pas fait d’études postsecondaires (comme en témoigne le fait qu’elles n’ont pas déclaré de crédits liés à des études postsecondaires à temps partiel et à temps plein), affichaient un revenu d’emploi positif sur le feuillet T4 et n’avaient aucun revenu provenant d’un travail autonome. De plus, les travailleurs avaient le même employeur pour leur emploi principal en 2008 et en 2009 (jumelé grâce au numéro d’entreprise). Un emploi principal est défini comme celui qui fournit aux travailleurs leur plus grande source de revenus sur le feuillet T4 au cours de cette année-là. La taille totale finale de l’échantillon est de 675 965 personnes, dont 17 143 faisaient partie du groupe des personnes mises à pied et 658 822, du groupe de personnes ayant conservé leur emploi.

Les premiers résultats examinés dans la présente étude, soit les inscriptions à des études postsecondaires pour une année donnée, reposent sur l’échantillon complet de personnes. Le critère pour être considéré comme inscrit à l’école est la présence de la personne dans le SIEP au cours d’une année donnée, de 2009 à 2018.

Le prochain ensemble de résultats permet d’explorer les données plus en profondeur en examinant une combinaison de programmes et de types de sanction d’études chez les personnes inscrites à des études postsecondaires, notamment :

• Programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base (autre qu’un diplôme d’études secondaires ou un diplôme d’équivalence générale)
• Diplôme d’études secondaires ou diplôme d’équivalence générale
• Inscription qui n’est pas liée à une sanction d’études ou un programme
• Autre type de titre scolaire du niveau postsecondaire (non classé ailleurs)
• Attestation et autres sanctions d’études de programmes courts
• Certificat ou diplôme d’apprenti^Note
• Année préuniversitaire ou avant les études postsecondaires
• Certificat de formation technique ou professionnelle
• Diplôme de formation technique ou professionnelle
• Certificat, diplôme ou grade associé de premier cycle
• Grade
• Certificat ou diplôme suivant la participation à un programme, programme de résidence dans le domaine de la santé ou certificat ou diplôme d’études supérieures

Le dernier ensemble de résultats porte sur les domaines d’études particulier en STGM et non liés aux STGM^Note choisis par les personnes inscrites à des programmes d’études postsecondaires là où le domaine d’études était disponible, à savoir tous les types de programmes et de sanctions d’études énumérés ci-dessus, à l’exception des programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base (autre qu’un diplôme d’études secondaires ou un diplôme d’équivalence générale), du diplôme d’études secondaires ou du diplôme d’équivalence générale, de l’inscription non liée à une sanction d’études ou un programme et du certificat ou diplôme d’apprenti^Note. Quatre grandes catégories de domaines d’études sont utilisées, notamment :

• STGM (très axés sur les mathématiques)
• Sciences physiques et chimiques, ingénierie, technologie de l’ingénierie, mathématiques et études connexes, informatique et sciences de l’information
• STGM (autre) et soins de santé
• Sciences biologiques et sciences générales et intégrées
• Soins de santé (médecine, dentisterie, optométrie, médecine vétérinaire, soins infirmiers, pharmacie et programmes connexes, et soins de santé non classés ailleurs)
• Non liés aux STGM (commerce)
• Commerce et études connexes
• Non liés aux STGM (autre)
• Tous les autres programmes

L’analyse quantitative utilise des modèles de probabilité linéaires pour estimer la relation entre les résultats ci-dessus (chacun traité de façon binaire)^Note et l’indicateur de mise à pied (la principale variable d’intérêt), ainsi que les covariables des caractéristiques personnelles et de l’emploi décrites précédemment dans la présente section.

Résultats

Dans la présente étude, 2,6 % des travailleurs ont été mis à pied de façon permanente en 2009. Les taux de mises à pied étaient plus élevés chez les hommes que chez les femmes, et aussi plus élevés chez les jeunes travailleurs que chez les travailleurs plus âgés. Les plus jeunes hommes, âgés de 25 à 34 ans, affichaient le taux de mises à pied permanentes le plus élevé, soit 4,3 %, comparativement aux hommes plus âgés, de 45 à 54 ans, qui affichaient un taux de 2,7 %. La différence entre les taux de mises à pied permanentes dans l’ensemble des tranches d’âge était un peu plus faible chez les femmes, les plus jeunes ayant le taux le plus élevé, soit 2,4 %, tandis que les plus âgées avaient le taux le plus faible, soit 1,8 %.

L’analyse descriptive du graphique 1 montre que les travailleurs mis à pied de façon permanente étaient plus susceptibles de s’inscrire à des études postsecondaires. Environ 4,0 % des travailleurs qui ont été mis à pied en 2009 se sont inscrits à des études postsecondaires au cours de la première année, tandis que seulement 1,9 % du groupe de personnes ayant conservé leur emploi se sont inscrites au cours de la même période. Un écart important est demeuré en 2018, alors que 14,1 % du groupe de personnes mises à pied se sont inscrites à des études postsecondaires, comparativement à 9,8 % du groupe de personnes ayant conservé leur emploi.

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 Mise à pied permanente en 2009 et Pas de mise à pied permanente en 2009, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Année selon le Système d’information sur les étudiants postsecondaires	Mise à pied permanente en 2009	Pas de mise à pied permanente en 2009
	pourcentage
2009	4,01	1,89
2010	6,82	3,42
2011	8,34	4,69
2012	9,61	5,74
2013	10,77	6,76
2014	11,73	7,62
2015	12,63	8,40
2016	13,39	9,09
2017	14,03	9,67
2018	14,14	9,80
Sources : Statistique Canada, Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre, Système d’information sur les étudiants postsecondaires, Recensement de la population de 2006 et Fichier des familles T1.

Les mêmes tendances générales entre les deux groupes étaient évidentes selon le sexe et l’âge, mais à des degrés divers^Note. Tout comme les jeunes travailleurs étaient les plus susceptibles d’être mis à pied, ils étaient également les plus susceptibles de s’inscrire à l’école par rapport au groupe de personnes ayant conservé leur emploi, possiblement parce que les jeunes ont plus d’années devant eux pour tirer parti de leurs investissements en capital humain. Par exemple, en 2018, l’écart entre les taux d’inscription pour les hommes âgés de 25 à 34 ans était de 5,8 points de pourcentage (en faveur du groupe de personnes mises à pied), mais était seulement de 2,4 points de pourcentage pour les hommes âgés de 45 à 54 ans. De même, en 2018, l’écart entre les taux d’inscription pour les femmes âgées de 25 à 34 ans était de 5,7 points de pourcentage, alors qu’il était seulement de 2,4 points de pourcentage pour les femmes âgées de 45 à 54 ans^Note.

Dans le graphique 2, l’accent est mis sur la première décision concrète de s’inscrire à des études postsecondaires chez les personnes inscrites. De nombreuses constatations intéressantes émergent. Par exemple, 13,8 % des étudiants qui ont été mis à pied ont choisi un certificat de formation technique ou professionnelle, et 12,4 % ont choisi le diplôme équivalent à ce programme. En comparaison, 8,0 % des personnes qui n’avaient pas été mises à pied ont choisi le certificat et 6,3 % ont choisi le diplôme. Dans l’ensemble, la formation technique ou professionnelle (y compris les diplômes et les certificats) représentait 26,2 % des décisions d’inscription concrètes parmi le groupe de personnes mises à pied qui ont choisi de faire des études postsecondaires et 14,3 % de leurs homologues ayant conservé leur emploi (un écart de 11,8 points de pourcentage). Les personnes qui ont été mises à pied étaient également plus susceptibles de s’inscrire à un certificat ou à un diplôme d’apprenti (5,2 %) que celles qui ont conservé leur emploi (2,2 %). Certains adultes s’inscrivaient à des études postsecondaires pour acquérir une éducation et des compétences de base (p. ex. anglais ou français comme langue seconde, éducation des adultes, orientation de carrière), ce qui était plus courant chez les travailleurs récemment licenciés (3,1 %) que chez ceux ayant conservé leur emploi (1,5 %). Une autre option pour un travailleur récemment mis à pied qui a un horizon temporel limité en ce qui concerne le retour sur le marché du travail ou qui est confronté à des contraintes liées aux obligations familiales est une attestation ou d’autres sanctions d’études de programmes courts^Note. Toutefois, cela n’était que légèrement plus courant chez les travailleurs récemment licenciés (7,1 %) que chez les travailleurs qui n’ont pas perdu leur emploi (6,0 %). Un engagement encore plus modeste consiste à s’inscrire à un ou plusieurs cours qui ne sont pas liés à une sanction d’études ou à un programme. C’est en fait de loin l’option la plus couramment choisie parmi les deux groupes, mais moins chez les personnes récemment mises à pied (43,4 %) que chez celles qui ont conservé leur emploi (55,0 %). Par conséquent, lorsqu’ils doivent faire face à une mise à pied permanente, les données laissent entendre que les travailleurs touchés ont tendance à favoriser les possibilités d’inscription à des études postsecondaires à court terme et axées sur la carrière comparativement aux travailleurs non touchés qui s’inscrivent à des études postsecondaires^Note.

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 Mise à pied permanente en 2009 et Pas de mise à pied permanente en 2009, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Première inscription à des études postsecondaires	Mise à pied permanente en 2009	Pas de mise à pied permanente en 2009
	pourcentage
Programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base (autre qu’un diplôme d’études secondaires ou un diplôme d’équivalence générale)	3,10	1,52
Diplôme d’études secondaires ou diplôme d’équivalence générale	0,37	0,21
Inscription qui n’est pas liée à une sanction d’études ou un programme	43,34	55,03
Autre type de titre scolaire du niveau postsecondaire (non classé ailleurs)	6,04	3,92
Attestation et autres sanctions d’études de programmes courts	7,10	5,99
Certificat ou diplôme d’apprentissage	5,31	2,19
Année pré-universitaire ou avant les études postsecondaires	0,34	0,21
Certificat de formation technique ou professionnelle	13,78	8,01
Diplôme de formation technique ou professionnelle	12,37	6,32
Certificat, diplôme ou grade associé de premier cycle	2,33	4,41
Grade	4,97	10,01
Certificat ou diplôme après le programme, programme de résidence dans le domaine de la santé ou certificat ou diplôme d’études supérieures	0,95	2,17
Notes : Le type de sanction d’études ou de programme fait référence à la première inscription après la mise à pied potentielle. Sources : Statistique Canada, Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre, Système d’information sur les étudiants postsecondaires, Recensement de la population de 2006 et Fichier des familles T1.

En revanche, les personnes qui ont été mises à pied et qui sont retournées aux études étaient considérablement moins susceptibles de s’inscrire à un programme menant à un grade (5,0 %) que leurs homologues qui n’ont pas été mises à pied (10,0 %). Ces tendances étaient également évidentes selon le sexe et le groupe d’âge, à divers degrés, comme le montre le tableau 1. Ainsi, malgré un horizon temporel potentiellement plus long, les jeunes travailleurs touchés par une mise à pied ont également tendance à choisir des programmes à court terme et axés sur la carrière comparativement à leurs homologues non touchés.



Les résultats du graphique 3 indiquent que, parmi les étudiants qui étaient inscrits à un programme d’études postsecondaires associé à un domaine d’études, ceux qui ont perdu leur emploi étaient plus susceptibles de choisir des domaines en STGM que ceux qui avaient conservé leur emploi. Cela est particulièrement vrai pour les programmes en STGM très axés sur les mathématiques, car 14,5 % des personnes qui ont perdu leur emploi étaient inscrites à ces programmes, comparativement à 8,7 % pour celles qui ont conservé leur emploi (une différence de 5,7 points de pourcentage). Il en va de même pour d’autres domaines en STGM et soins de santé, mais à un degré beaucoup moins élevé, avec des taux d’inscription de 17,0 % et de 14,6 % respectivement pour le groupe de personnes mises à pied et le groupe de personnes ayant conservé leur emploi (une différence de 2,3 points de pourcentage). En général, celles qui n’ont pas subi de mise à pied, mais qui sont néanmoins retournées aux études étaient plus susceptibles de choisir des programmes en commerce (25,7 %) que leurs homologues mises à pied (20,3 %).

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. Les données sont présentées selon Domaine d’études (titres de rangée) et Mise à pied permanente en 2009 et Pas de mise à pied permanente en 2009, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Domaine d’études	Mise à pied permanente en 2009	Pas de mise à pied permanente en 2009
	pourcentage
STGM (très axés sur les mathématiques)	14,47	8,74
STGM (autre) et soins de santé	16,98	14,63
Non liés aux STGM (commerce)	20,28	25,74
Non liés aux STGM (autre)	48,27	50,88
Notes : Le domaine d’études fait référence à la première inscription après la mise à pied potentielle. STGM signifie : science, technologie, génie et mathématiques. Sources : Statistique Canada, Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre, Système d’information sur les étudiants postsecondaires, Recensement de la population de 2006 et Fichier des familles T1.

Ces tendances variaient considérablement selon le sexe et le groupe d’âge (tableau 2). Par exemple, chez les hommes âgés de 25 à 34 ans, le groupe de personnes ayant conservé leur emploi était légèrement plus susceptible de s’inscrire à des programmes en STGM très axés sur les mathématiques que les hommes du même âge ayant été mis à pied. Même si les hommes en général étaient plus susceptibles que les femmes d’étudier dans des domaines en STGM très axés sur les mathématiques, il convient de souligner que les taux d’inscription à ces programmes parmi le groupe de personnes mises à pied étaient plus élevés chez les hommes plus âgés que chez les jeunes hommes, mais que le contraire était vrai pour les femmes. Autrement dit, les jeunes femmes qui s’inscrivaient à des études postsecondaires après une mise à pied étaient plus susceptibles de choisir des programmes en STGM très axés sur les mathématiques que leurs homologues plus âgées. Cette constatation peut signaler un changement démographique important dans les stratégies adoptées par les femmes face à la perte d’emploi.

D’autres observations sont évidentes dans le tableau 2. Les hommes et les femmes de tous les groupes d’âge étaient plus susceptibles de s’inscrire à d’autres programmes en STGM et soins de santé lorsqu’ils ont déjà été mis à pied, mais ce fut particulièrement le cas des femmes de tous les âges. De plus, la tendance plus élevée à choisir des programmes en commerce lors d’un retour aux études chez les personnes qui n’ont pas été mises à pied était principalement attribuable aux hommes de moins de 45 ans. Contrairement aux autres groupes, les hommes de moins de 35 ans qui ont été mis à pied étaient plus susceptibles de choisir des programmes non liés aux STGM que leurs homologues qui n’ont pas été mis à pied, tandis que les taux étaient à peu près égaux entre les groupes de personnes mises à pied et de personnes ayant conservé leur emploi chez les hommes de 35 à 44 ans.



La perte d’emploi n’est pas nécessairement un événement aléatoire. Par exemple, des travailleurs individuels dans des industries particulières, ou qui ont certaines compétences communes, peuvent être ciblés pour des raisons d’affaires. Par conséquent, les différents résultats en éducation observés jusqu’à maintenant peuvent découler de ces autres facteurs potentiellement confondus. Il est donc important de consigner ces différences. Ce faisant, l’accent sera mis sur les trois échantillons analytiques utilisés dans la présente étude, soit l’échantillon complet, l’échantillon de personnes inscrites à des études postsecondaires et l’échantillon de personnes inscrites à un programme d’études postsecondaires dans un domaine d’études.

Plusieurs différences importantes méritent d’être notées. En commençant par les caractéristiques personnelles et l’échantillon complet, les membres du groupe de personnes mises à pied étaient beaucoup moins susceptibles d’être des femmes (37,2 %) que ceux du groupe de personnes ayant conservé leur emploi (48,7 %). Les membres du groupe de personnes mises à pied étaient également considérablement plus jeunes, 24,7 % se situant dans la tranche d’âge de 25 à 34 ans, comparativement à 18,3 % dans la même fourchette pour le groupe de personnes ayant conservé leur emploi. En ce qui concerne les études antérieures, le groupe de personnes mises à pied était plus susceptible de n’avoir aucune sanction d’études, un diplôme d’études secondaires, un certificat d’une école de métiers ou un certificat d’apprenti (65,1 %) que le groupe de personnes ayant conservé leur emploi (49,7 %). Toutefois, les personnes du groupe mis à pied étaient beaucoup moins susceptibles d’être titulaires d’un baccalauréat (15,7 %) que celles du groupe ayant conservé leur emploi (8,8 %). Il y avait également des différences notables parmi les autres groupes. En particulier, les personnes du groupe mis à pied étaient un peu plus susceptibles que celles du groupe ayant conservé leur emploi de déclarer une identité autochtone ou d’être des immigrants. Les membres du groupe de personnes mises à pied étaient également moins susceptibles d’être mariés ou en union libre (70,9 %) que leurs homologues du groupe de personnes ayant conservé leur emploi (76,7 % et 62,9 %, respectivement). De plus, les membres du groupe de personnes mises à pied avaient en moyenne un peu moins de jeunes enfants (de moins de 5 ans) et d’enfants plus âgés (de 5 à 17 ans) que ceux du groupe de personnes ayant conservé leur emploi.

La répartition des caractéristiques personnelles dans les deux autres échantillons analytiques, soit les personnes inscrites à des études postsecondaires et les personnes inscrites à des études postsecondaires dans un domaine d’études, était généralement semblable à celle de l’échantillon complet, à quelques exceptions près. Dans le cas de l’échantillon de personnes inscrites à des études postsecondaires dans un domaine d’études, les différences d’âge entre les groupes de personnes mises à pied et de personnes ayant conservé leur emploi étaient beaucoup plus faibles comparativement aux deux autres échantillons, tandis que les différences en matière d’éducation étaient un peu plus faibles.

L’accent est maintenant mis sur les caractéristiques de l’emploi des travailleurs mesurées en 2008, l’année précédant la mise à pied potentielle. Dans l’échantillon complet, le groupe de personnes mises à pied comptait une plus grande proportion de travailleurs de l’Alberta (13,1 %) que le groupe de personnes ayant conservé leur emploi (10,2 %). La proportion était relativement plus faible pour les travailleurs du Québec (26,0 % dans le groupe de personnes mises à pied comparativement à 27,7 % dans le groupe de personnes ayant conservé leur emploi). Comme on pouvait s’y attendre, les travailleurs du groupe de personnes mises à pied étaient beaucoup moins susceptibles d’avoir travaillé pour une entreprise syndiquée (19,1 %) que ceux du groupe de personnes ayant conservé leur emploi (35,1 %) et plus susceptibles d’avoir travaillé dans une entreprise de moins de 100 employés (51,1 % dans le groupe de personnes mises à pied et 31,3 % dans le groupe de personnes ayant conservé leur emploi). Les travailleurs du groupe de personnes mises à pied étaient également beaucoup plus susceptibles de travailler dans les secteurs de la construction et de la fabrication (16,4 % et 26,2 % respectivement dans le groupe de personnes mises à pied et 4,8 % et 15,4 % respectivement dans le groupe de personnes ayant conservé leur emploi), mais beaucoup moins susceptibles de travailler dans la fonction publique (5,3 % dans le groupe de personnes mises à pied et 28,8 % dans le groupe de personnes ayant conservé leur emploi). Enfin, les travailleurs du groupe de personnes mises à pied avaient également des revenus considérablement plus bas, 60,0 % gagnant moins de 40 000 $ comparativement à seulement 40,1 % pour le groupe de personnes ayant conservé leur emploi. La répartition des caractéristiques de l’emploi dans l’échantillon complet était généralement la même que dans les deux autres échantillons analytiques (personnes inscrites à des études postsecondaires et personnes inscrites à des études postsecondaires dans un domaine d’études), à deux exceptions près. Premièrement, le groupe de personnes mises à pied était plus susceptible de compter des travailleurs de l’Ontario que le groupe de personnes ayant conservé leur emploi; dans les deux autres échantillons, les deux groupes comptaient à peu près la même proportion de travailleurs de l’Ontario. Deuxièmement, les différences de rémunération étaient beaucoup plus faibles pour l’échantillon de personnes inscrites à des études postsecondaires dans un domaine d’études.

Les différences en matière de caractéristiques personnelles et de l’emploi entre les personnes qui ont subi une mise à pied et celles qui ont conservé leur emploi soulignent la nécessité de les prendre en considération dans un cadre multivarié lorsqu’on compare les choix en matière d’éducation des deux groupes. Ces caractéristiques pourraient, en principe, influencer les décisions en matière d’éducation indépendamment de l’historique des mises à pied.

Le tableau 3 présente les résultats de la régression pour les hommes et les femmes ainsi que pour chacun des résultats des types de programmes et de sanctions d’études examinés précédemment dans le graphique 2. Chaque résultat est examiné séparément au moyen d’un modèle de probabilité linéaire, la principale variable indépendante étant un indicateur binaire d’une mise à pied permanente. Le premier ensemble de modèles ne comprend aucune covariable, tandis que le deuxième comprend un grand nombre de covariables personnelles et professionnelles décrites dans les notes du tableau.

Les résultats donnent à penser que les hommes et les femmes mis à pied de façon permanente étaient plus susceptibles de choisir une formation technique ou professionnelle (certificats et diplômes) que leurs homologues qui n’ont pas été mis à pied, même en tenant compte des différences dans les caractéristiques personnelles et de l’emploi. De même, une mise à pied était associée à une plus forte probabilité d’inscription à des programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base (pour les hommes), ainsi qu’à des attestations et d’autres sanctions d’études de programmes courts (pour les femmes). Toutefois, une mise à pied n’était pas associée à une probabilité plus élevée de s’inscrire à d’autres programmes à court terme, axés sur la carrière, comme ce fut le cas pour les résultats univariés. Cela comprenait les formations d’apprenti, les attestations et autres sanctions d’études liées à une formation abrégée et (pour les femmes) des programmes d’éducation et d’acquisition de compétences de base. Une autre différence importante dans les résultats multivariés est que le coefficient associé aux inscriptions à un grade était beaucoup plus petit après avoir pris en compte les caractéristiques personnelles et de l’emploi. En fait, aucune différence significative n’a subsisté chez les femmes.



Une analyse semblable a été effectuée pour le domaine d’études choisi (tableau 4). Les résultats révèlent qu’après avoir tenu compte des différences de caractéristiques personnelles et de l’emploi, les femmes qui ont été mises à pied étaient toujours plus susceptibles de s’inscrire à des programmes en STGM. Cela était vrai pour les deux catégories de programmes en STGM, mais c’était plus évident dans les programmes en STGM (autres) et soins de santé (où une mise à pied permanente était associée à une probabilité plus élevée d’inscription équivalant à 6,2 points de pourcentage). Il en allait de même pour leurs homologues masculins, mais dans une bien moindre mesure. Enfin, une mise à pied permanente était associée à une probabilité plus faible d’inscription à des programmes non liés aux STGM (commerce) comparativement à la conservation de l’emploi équivalant à 4,6 et 4,1 points de pourcentage pour les hommes et les femmes, respectivement.



Conclusion

Une mise à pied permanente entraîne souvent des résultats négatifs importants sur le marché du travail qui peuvent avoir une incidence durable, comme une trajectoire de rémunération plus faible. L’une des façons d’atténuer cette situation est d’acquérir une éducation postsecondaire. Traditionnellement, les limites des données faisaient en sorte qu’il était difficile d’étudier en détail ces décisions, d’autant plus que les mises à pied permanentes sont relativement rares. Néanmoins, l’évolution récente des données a rendu possible cette analyse grâce à la création de données couplées à partir du FDLMO, du SIEP, du Recensement de la population de 2006 et du FFT1. Par conséquent, l’objectif du présent article était d’examiner, à l’aide de ces données, les décisions détaillées prises par les travailleurs mis à pied au sujet de leurs études postsecondaires.

L’étude a révélé qu’une mise à pied permanente était associée à une probabilité accrue de s’inscrire à des études postsecondaires et, à partir de là, à une plus grande propension à s’inscrire à certains programmes plus courts et axés sur la carrière, et à une plus faible propension à s’inscrire à des programmes plus longs menant à un grade. Ces résultats pourraient refléter l’horizon temporel plus court auquel doivent faire face les travailleurs mis à pied, car bon nombre d’entre eux pourraient devoir réintégrer le marché du travail le plus tôt possible pour payer leurs factures et subvenir aux besoins de leurs personnes à charge.

Une prochaine étape utile consisterait à examiner les conséquences à long terme sur le marché du travail des décisions en matière d’éducation prisent par les travailleurs touchés, après leur mise à pied.

Bibliographie

Bonikowska, A. et Morissette, R. (2012). Pertes de gains des travailleurs déplacés ayant une participation stable au marché du travail : données récentes pour le Canada (Série de documents de recherche de la Direction des études analytiques, n^o 346). Produit n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Chan, P.C.W., Handler, T. et Frenette, M. (2021). Les différences selon le genre dans les effectifs des programmes en STGM et l’obtention du diplôme : quels sont les rôles du rendement et de la préparation scolaires? Rapports économiques et sociaux. Produit n^o 36-28-0001 au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Chan, P.C.W., Morissette, R. et Frenette, M. (2011). Les travailleurs mis à pied au cours des trois dernières récessions : qui étaient-ils et quels résultats ont-ils obtenus? (Série de documents de recherche de la Direction des études analytiques, n^o 337). Produit n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Chan, P.C.W., Morissette, R. et Qiu, H. (2020). La COVID-19 et la suppression d’emplois : une réflexion à plus long terme. StatCan et la COVID-19 : Des données aux connaissances, pour bâtir un Canada meilleur. Produit n^o 45280001 au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Ci, W., Frenette, M. et Morissette, R. (2016). Les mises à pied augmentent-elles les transitions aux études postsecondaires chez les adultes? (Série de documents de recherche de la Direction des études analytiques, n^o 380). Produit n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Couch, K.A. et Placzek, D.W. (2010). Earnings Losses of Displaced Workers Revisited. American Economic Review, 100(1), 572–589.

Eliason, M. et Storrie, D. (2006). Lasting or latent scars? Swedish evidence on the long-term effects of job displacement. Journal of Labor Economics, 24(4), 831–856.

Frenette, M. et Handler, T. (2020a). Quels programmes de baccalauréat étaient associés aux plus hauts salaires avant la pandémie de COVID-19? Un regard sur les domaines d’études très détaillés (Aperçus économiques, n^o 120). Produit n^o 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Frenette, M. et Handler, T. (2020b). Quels programmes de maîtrise étaient associés aux plus hauts salaires avant la pandémie de COVID-19? Un regard sur les domaines d’études très détaillés (Aperçus économiques, n^o 121). Produit n^o 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Frenette, M. et Handler, T. (2020c). Quels programmes de doctorat étaient associés aux plus hauts salaires avant la pandémie de COVID-19? Un regard sur les domaines d’études très détaillés (Aperçus économiques, n^o 122). Produit n^o 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Frenette, M., Upward, R. et Wright, P.W. (2011). L’incidence à long terme sur le revenu des études postsecondaires après la perte d’un emploi (Série de documents de recherche de la Direction des études analytiques, n^o 334). Produit n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Hijzen, A., Upward, R. et Wright, P.W. (2010). The income losses of displaced workers. Journal of Human Resources, 45(1), 243–269.

Huttunen, K., Møen, J. et Salvanes, K. (2006). How Destructive is Creative Destruction? Investigating Long-term Effects of Worker Displacement. IZA Discussion Paper n^o 2316. Bonn, Allemagne : Institute for the Study of Labor.

Jacobson, L., Lalonde, R.J. et Sullivan, D.G. (1993). Earnings losses of displaced workers. American Economic Review, 83(4), 685–709.

Jacobson, L., Lalonde, R.J. et Sullivan, D.G. (2005). Estimating the returns to community college schooling for displaced workers. Journal of Econometrics, 125(1–2), 271–304.

Jacobson, L., Lalonde, R.J. et Sullivan, D.G. (2011). Policies to reduce high-tenured displaced workers’ earnings losses through retraining. Washington, DC : Brookings.

Morissette, R. et Qiu, H. (2020). Taux de mises à pied permanentes au Canada, 1978 à 2016 (Aperçus économiques, n^o 108). Produit n^o 11-626-X au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Morissette, R. et Qiu, H. (2021). Réactions des travailleurs à la perte d’un emploi lorsque les possibilités d’emploi sont rares. Rapports économiques et sociaux, 1(2). Produit n^o 36-28-0001 au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.

Morissette, R., Qiu, H. et Chan, P.C.W. (2013). The risk and cost of job loss in Canada, 1978–2008. Revue canadienne d’économie, 46(4), 1480–1509.

Morissette, R., Zhang, X. et Frenette, M. (2007). Les pertes de gains des travailleurs déplacés : données canadiennes extraites d’une importante base de données sur les fermetures d’entreprises et les licenciements collectifs (Série de documents de recherche de la Direction des études analytiques, n^o 291). Produit n^o 11F0019M au catalogue de Statistique Canada. Ottawa : Statistique Canada.