Juin 2002     Vol. 3, no. 6

Pensions : immigrants et minorités visibles

René Morissette

Plusieurs études canadiennes ont examiné les différences entre les gains des immigrants et ceux des personnes nées au Canada (Grant, 1999; Baker et Benjamin, 1997; Bloom, Grenier et Gunderson, 1995), ainsi qu'entre les membres des minorités visibles et d'autres personnes (Hum et Simpson, 1998). Cependant, on n'a pas étudié les différences quant à la protection en matière de pensions, une composante importante de la rémunération des salariés.

Á partir de l'Enquête sur l'activité (EA) et de l'Enquête sur la dynamique du travail et du revenu (EDTR), le présent article permet d'examiner à quel point la participation des immigrants et des membres des minorités visibles à un régime de pension agréé (RPA) différait de celle des autres Canadiens entre 1988 et 1998 (voir Sources des données). Il porte sur les employés âgés de 25 à 54 ans  1 .

Protection offerte par un RPA chez les immigrants

En 1998, la proportion d'immigrants ayant un RPA était légèrement inférieure à celle des personnes nées au Canada qui étaient protégées par ce type de régime. Chez les immigrants de sexe masculin, 53 % avaient un régime de retraite dans le cadre de leur emploi, contre 57 % des hommes nés au pays. Pour les femmes, les pourcentages correspondants étaient respectivement de 44 % et de 48 %.

Entre 1988 et 1998, la proportion d'immigrants de sexe masculin ayant un régime de retraite est passée de 59 % à 53 % (graphique A). La protection a aussi diminué chez les hommes nés au Canada. La plus grande partie de cette baisse était associée à la régression de la syndicalisation et au mouvement des travailleurs vers des branches d'activité où; la protection était faible (Morissette et Drolet, 2001). Par contre, la proportion de femmes participant à un régime de retraite, qu'elles soient nées au Canada ou non, a peu changé.

Les légères variations liées à la participation des immigrantes à un régime de retraite cachent des tendances entre des groupes particuliers qui s'annulent les unes les autres. La participation à un tel régime a beaucoup diminué chez les nouvelles immigrantes (celles qui sont arrivées de 1 à 10 ans avant l'enquête), passant de 38 % à 30 %. Cependant, elle a légèrement augmenté chez leurs homologues arrivées il y a plus de 20 ans. Dans le cas des hommes, la participation n'a pas reculé chez les nouveaux immigrants mais a considérablement fléchi chez ceux qui étaient au Canada depuis plus de 10 ans.

La participation à un régime de retraite augmente-t-elle en même temps que le nombre d'années depuis l'immigration?

Bon nombre des études déjà mentionnées ont montré que les gains des immigrants s'accroissent à mesure qu'augmente le temps passé au Canada. Ce phénomène résulte peut-être de plusieurs facteurs, entre autres, de l'amélioration de leurs compétences linguistiques ou de la probabilité accrue de faire partie de réseaux leur permettant d'avoir connaissance des possibilités sur le marché du travail. Étant donné que les emplois bien rémunérés offrent un régime de retraite plus souvent que les autres (Frenken et Maser, 1992), on s'attendrait à ce qu'un accroissement des gains des immigrants s'accompagne d'une augmentation de leur participation à un régime de retraite.

Les données transversales semblent d'abord appuyer cette allégation. Pour les femmes comme pour les hommes, la participation à un régime de retraite s'accroît considérablement à mesure que le nombre d'années passées au Canada augmente. En 1998, seulement 30 % des femmes arrivées au Canada au cours des 10 années antérieures avaient un régime de retraite, comparativement à 52 % de celles qui étaient au pays depuis plus de 30 ans. Pour les hommes, les pourcentages correspondants étaient de 46 % et de 63 %.

Cependant, l'association positive entre la protection en matière de pensions et le nombre d'années depuis l'immigration dans une seule coupe transversale ne signifie pas nécessairement que la participation d'une cohorte donnée d'immigrants à un RPA augmente avec le nombre d'années passées au Canada. Il se pourrait que la participation à un régime de retraite soit simplement plus grande dans les cohortes d'immigrants qui sont arrivées au pays il y a plus de 30 ans que dans les cohortes arrivées récemment. Il se pourrait aussi que plus les travailleurs vieillissent, plus ils occupent des emplois qui offrent des régimes de retraite  2 . Pour évaluer si la participation à un tel régime d'une cohorte donnée augmente avec le nombre d'années depuis l'immigration, il faut neutraliser l'âge et examiner la participation de la cohorte dans le temps.

Pour cela, il suffit de comparer la participation à un RPA des immigrants âgés de 25 à 54 ans en 1988 qui sont arrivés au Canada entre 1979 et 1988 (de 1 à 10 ans auparavant) à celle des immigrants âgés de 25 à 54 ans en 1998 qui sont arrivés pendant la même période (de 11 à 20 ans auparavant). Les résultats montrent que la participation des immigrants de sexe masculin de la cohorte de 1979 à 1988 à un régime de retraite est passée de 44 % en 1988 à 51 % en 1998. Cette tendance est particulièrement intéressante car elle s'est produite pendant une période où; la participation à un RPA des hommes nés au Canada diminuait. A priori, cela semble indiquer que la participation a augmenté en même temps que le nombre d'années depuis l'immigration. Une tendance semblable a été observée pour les immigrantes. Leur participation à un RPA s'est accrue, passant de 38 % à 44 % entre 1988 et 1998, bien que celle des femmes nées au Canada ait peu changé durant cette période.

On a toutefois observé une tendance différente pour ceux qui ont immigré entre 1969 et 1978. Dans cette cohorte, la proportion d'hommes protégés par un régime de retraite a reculé, passant de 58 % en 1988 à 54 % en 1998, tandis que celle des femmes, qui s'établissait à 49 %, n'a pas changé.

Comment expliquer les tendances divergentes des deux cohortes? Une interprétation tient de ce que la participation à un RPA peut n'augmenter après l'immigration que jusqu'à un certain niveau. Les avantages liés au plus grand nombre d'années passées au Canada (la constitution de réseaux permettant d'obtenir de meilleurs renseignements concernant les possibilités sur le marché du travail, et ainsi de suite) pourraient n'exister qu'au cours des premières années qui suivent l'arrivée, puis disparaître.

Une autre possibilité découle de ce que les chiffres présentés pour les deux cohortes sont fondés sur des contrôles de l'âge assez larges. Une partie de l'augmentation de la participation à un régime pour la cohorte de 1979 à 1988 pourrait venir de ce que, en moyenne, les personnes qui faisaient partie du groupe des 25 à 54 ans en 1998 étaient plus âgées que leurs homologues en 1988  3 . Idéalement, pour neutraliser cette possibilité, on estimerait pour chaque cohorte une régression logistique dans laquelle la probabilité d'être protégé par un RPA dépendrait de l'âge, puis on calculerait la probabilité résultante pour une personne d'un âge donné. Cependant, la petitesse des échantillons rend sujets à caution les résultats d'une telle démarche. Par conséquent, lorsqu'on utilise les données de l'EA et de l'EDTR, il n'est pas certain, après neutralisation de l'âge, que la participation à un régime de retraite augmente effectivement avec le nombre d'années depuis l'immigration  4 .

Y a-t-il convergence quant à la participation?

Les taux de protection quant à un RPA chez les immigrants et les travailleurs nés au Canada ont-ils eu tendance à converger au cours des dernières années? La réponse est ambigu‰. Chez les hommes, les observations semblent indiquer une convergence partielle, tandis que chez les femmes, rien ne l'indique.

Comparer les hommes âgés de 25 à 44 ans en 1988 qui ont immigré entre 1979 et 1988 à leurs homologues nés au Canada permet de constater cette convergence partielle (graphique B). La proportion des immigrants de sexe masculin participant à un RPA est passée de 42 % en 1988 à 56 % en 1998 (alors qu'ils étaient âgés de 35 à 54 ans). Par contre, les hommes nés au Canada ont connu une augmentation plus modérée, passant de 58 % à 63 %. La différence de protection entre les deux groupes, qui était de 16 points de pourcentage en 1988, est par conséquent passée à 7 points en 1998, ce qui indique une certaine convergence  5 .

Pour les femmes, c'est autre chose. La participation à un régime de retraite de celles âgées de 25 à 44 ans en 1988 qui ont immigré entre 1979 et 1988 ne s'est accrue que de 4 points de pourcentage entre 1988 et 1998. Cependant, la différence de protection entre ces femmes et leurs homologues nées au Canada n'a pas fléchi du tout : elle est, au contraire, passée de 8 points de pourcentage en 1988 à 11 points en 1998.

Appartenance à une minorité visible

La participation à un régime de retraite était légèrement plus faible chez les immigrants de sexe masculin que chez leurs homologues nés au Canada, mais la participation des hommes appartenant à une minorité visible (dont la plupart sont des immigrants) n'était que de 46 % en 1998, c'est-à-dire beaucoup moins que le taux observé pour les autres employés de sexe masculin (57 %)  6 . Par contre, la participation des femmes des minorités visibles était de 45 %, soit assez proche de celle des autres femmes (48 %).

Chez les immigrants, le degré de protection variait considérablement selon l'appartenance à une minorité visible. En 1998, les immigrants de sexe masculin faisant partie d'une minorité visible participaient beaucoup moins que les autres immigrants de même sexe à un régime de retraite, soit 45 % contre 60 % (graphique C)  7 . Cela s'observe non seulement chez les nouveaux immigrants mais également chez ceux qui sont arrivés avant eux  8 , et semble indiquer que l'écart ne vient pas simplement de ce que les immigrants de sexe masculin appartenant à une minorité visible sont généralement au Canada depuis moins longtemps que les autres immigrants de même sexe.

La différence de protection est beaucoup moins prononcée chez les immigrantes  9 . Parmi les femmes arrivées récemment, celles qui font partie d'une minorité visible semblent participer moins que les autres à un régime de retraite. Toutefois, cette différence n'est pas statistiquement significative aux seuils traditionnels. En outre, chez les immigrantes arrivées au Canada il y a plus de 10 ans, la participation à un RPA semble même plus grande pour les femmes des minorités visibles que pour les autres.

Pourquoi la participation à un RPA est-elle beaucoup moins élevée chez les immigrants de sexe masculin faisant partie d'une minorité visible que chez les autres hommes ayant immigré? Il peut y avoir au moins quatre explications. D'abord, comparativement aux autres immigrants de sexe masculin, les hommes des minorités visibles ont vécu au Canada pendant une période beaucoup plus courte : 15,6 ans contre 25,8 ans (graphique D). Deuxièmement, les immigrants de sexe masculin faisant partie d'une minorité visible occupent moins souvent des emplois syndiqués, qui offrent une meilleure protection en matière de pensions que les emplois non syndiqués. Troisièmement, ils sont moins susceptibles de travailler dans de grandes entreprises, où; les employés bénéficient plus souvent d'un régime de retraite que ceux des petites firmes (Morissette, 1991). Quatrièmement, ils travaillent beaucoup plus souvent dans des branches d'activité où; la participation à un régime de retraite est faible, comme les services aux consommateurs. Lorsque ces quatre facteurs sont neutralisés dans une analyse multidimensionnelle, l'écart passe de 15 points de pourcentage à 8 points  10 . Cela semble indiquer que ces quatre facteurs expliquent environ la moitié de la différence de protection en matière de pensions qui existe entre les immigrants de sexe masculin appartenant à une minorité visible et les autres immigrants de même sexe.

Qu'est-ce qui explique le reste de l'écart? Les différences liées au niveau de scolarité ne sont vraisemblablement pas un facteur, étant donné que les immigrants de sexe masculin faisant partie d'une minorité visible ont, en moyenne, la même instruction que les autres immigrants de même sexe  11 . Les différences entre les emplois selon le grand groupe professionnel ne semblent pas non plus offrir une explication plausible, puisque les immigrants de sexe masculin appartenant à une minorité visible exercent légèrement moins souvent des professions où; la participation à un régime de retraite est élevée, comme les professionnels et les gestionnaires  12 . Les différences quant au domaine d'études, aux compétences linguistiques ou à la reconnaissance des titres de compétences pourraient jouer un rôle en influant sur l'accès à des emplois qui procurent de bons avantages sociaux. Cependant, il est impossible d'examiner ces aspects, soit en raison des restrictions relatives à la taille des échantillons ou parce que l'EDTR ne fournit pas ces renseignements.

Résumé

En 1998, la proportion des employés immigrants qui bénéficiaient d'un régime de retraite était légèrement inférieure à celle de leurs homologues nés au Canada. De plus, la proportion des nouveaux immigrants ayant un tel régime était plus faible que celle des immigrants arrivés au Canada avant eux. Les immigrants de sexe masculin appartenant à une minorité visible participaient beaucoup moins à un régime de retraite que les autres immigrants de même sexe. Cependant, on n'a pas observé une tendance similaire chez les immigrantes. La protection en matière de pensions semble s'accroître en fonction du nombre d'années passées au Canada — vraisemblablement en raison de l'amélioration des compétences linguistiques et de la connaissance des possibilités sur le marché du travail -, mais une recherche approfondie sur cette question nécessite des ensembles de données considérables qui permettraient aux analystes de tenir compte de l'effet de certains facteurs tels que le pays d'origine, l'appartenance ethnique et la catégorie d'immigrants.

Notes

1. Les travailleurs de moins de 25 ans sont exclus, étant donné que les modifications que pourra subir leur protection auront probablement peu d'incidence sur leur revenu de retraite, compte tenu de la forte probabilité de changements futurs d'emploi. De même, les personnes de plus de 54 ans ne sont pas prises en compte parce que bon nombre ont pu prendre une retraite anticipée et que celles qui travaillent toujours ne sont peut-être pas représentatives de tout le groupe. Les tests statistiques effectués pour le présent article tiennent compte du plan complexe des enquêtes.
2. La surreprésentation des travailleurs plus âgés dans les grandes entreprises appuie cette idée.
3. Pour les immigrants de sexe masculin âgés de 25 à 54 ans en 1998, l'âge moyen était de 38,9 ans, comparativement à 34,0 ans pour leurs homologues en 1988. Les chiffres correspondants pour les femmes étaient respectivement de 38,4 ans et de 33,6 ans.
4. Une avenue de recherche plus prometteuse consisterait à tirer parti de la Base de données longitudinales sur les immigrants (BDIM) et à utiliser des méthodes d'appariement. Il s'agirait de comparer la protection en matière de pensions de deux immigrants d'âges différents venant du même pays, ayant le même niveau de scolarité et l'intention d'exercer la même profession à l'arrivée, appartenant à la même catégorie d'immigrants et arrivant au Canada pendant la même année. Cette comparaison porterait, par exemple, sur deux hommes ayant immigré au Canada en 1988, dont l'un avait 35 ans cette année-là et l'autre avait 35 ans en 1998 (25 en 1988). Puisque la participation des hommes nés au Canada à un régime de retraite n'a pas crû entre 1988 et 1998, la possibilité que l'augmentation de la participation, si elle était observée, entre ces deux immigrants pendant cette période soit simplement attribuable à une hausse générale de la participation des Canadiens de sexe masculin à un régime de retraite pourrait être écartée. La BDIM ne renfermant pas de données sur le niveau de scolarité actuel d'un immigrant, il faudrait supposer que le niveau de scolarité du deuxième immigrant n'ait pas augmenté entre 1988 et 1998 afin de conclure que la hausse observée de la participation à un régime de retraite résulte du plus grand nombre d'années écoulées depuis l'immigration.
5. Á l'aide d'un test unilatéral, il est possible de rejeter l'hypothèse selon laquelle la différence de protection n'a pas changé entre 1988 et 1998 au seuil de 10 % en faveur de l'hypothèse selon laquelle elle a chuté pendant cette période.
6. La différence est statistiquement significative au seuil de 1 % (test bilatéral).
7. Cet écart est statistiquement significatif au seuil de 1 % (test bilatéral).
8. Pour les nouveaux immigrants comme pour ceux qui sont arrivés avant eux, la différence de protection est statistiquement significative au seuil de 5 % (test bilatéral).
9. Elle n'est pas statistiquement significative au seuil de 5 %.
10. On a utilisé un modèle de probabilité linéaire dans lequel on a calculé une régression de la participation à un régime de retraite des travailleurs simplement selon l'appartenance syndicale, la branche d'activité (8 grands groupes), la taille de l'entreprise (4 catégories) et le nombre d'années depuis l'immigration (de 1 à 10 ans, de 11 à 20 ans, plus de 20 ans). L'échantillon comprenait 1 041 immigrants de sexe masculin, dont 402 étaient membres d'une minorité visible.
11. Parmi les immigrants de sexe masculin faisant partie d'une minorité visible, 13 % n'ont pas terminé leurs études secondaires, 14 % étaient titulaires d'un diplôme d'études secondaires, 47 % avaient effectué des études postsecondaires partielles et 26 % avaient un grade universitaire. Les proportions correspondantes pour les autres immigrants de sexe masculin étaient respectivement de 14 %, de 13 %, de 48 % et de 25 %.
12. Parmi les immigrants de sexe masculin appartenant à une minorité visible, 32 % étaient des professionnels et des gestionnaires, 26 %, des cols blancs, et 42 %, des travailleurs manuels. Les pourcentages correspondants pour les autres hommes ayant immigré étaient respectivement de 36 %, de 23 % et de 41 %.

Documents consultés

• BAKER, M., et D. BENJAMIN. « Ethnicity, foreign birth and earnings: A Canada/U.S. comparison », Transition and structural change in the North American labour market, Kingston (Ont.), IRC Press, M. Abbott, C. Beach et R. Chaykowski, 1997.
• BLOOM, D.E., G. GRENIER et M. GUNDERSON. « The changing labour market position of Canadian immigrants », Revue canadienne d'économique, novembre 1995, vol. 28, n^o 4b, p. 987 à 1005, résumé en français.
• FRENKEN, H., et K. MASER. « Les régimes de pensions d'employeur — qui y participe? », L'emploi et le revenu en perspective, n^o 75-001-XPF au catalogue de Statistique Canada, hiver 1992, vol. 4, n^o 4, p. 30 à 38.
• GRANT, M.L. « Evidence of new immigrant assimilation in Canada », Revue canadienne d'économique, août 1999, vol. 32, n^o 4, p. 930 à 955, résumé en français.
• HUM, D., et W. SIMPSON. Possibilités salariales pour les minorités visibles au Canada, n^o 75F0002MPF au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, 1998, n^o 98-17, série « Documents de recherche de l'Enquête sur la dynamique du travail et du revenu ».
• MORISSETTE, R. « Les grandes entreprises offrent-elles de meilleurs emplois? », L'emploi et le revenu en perspective, n^o 75-001-XPF au catalogue de Statistique Canada, automne 1991, vol. 3, n^o 3, p. 43 à 55.
• MORISSETTE, R., et M. DROLET. La protection en matière de pensions et l'épargne-retraite chez les travailleurs canadiens jeunes et d'âge intermédiaire, 1986-1997, n^o 75F0002MIF au catalogue de Statistique Canada, 2001, n^o 00-09, série « Documents de recherche - Revenu ».

René Morissette est au service de la Division de l'analyse des entreprises et du marché du travail. On peut communiquer avec lui au (613) 951-3608 ou à perspective@statcan.gc.ca.

[ Faits saillants ] [ Menu principal | Tribune | Autres nouveautés ] [ Communiquer avec nous | Information sur les enquêtes | Numéros déjà parus ] [ Page d'accueil de Statistique Canada | En profondeur | English ]

© Statistique Canada - Conditions d'utilisation Date de publication : 2002-06-21