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Juin 2004

Vol. 5, no. 6

L'emploi et le revenu en perspective

Les immigrants sont-ils perdants?

Diane Galarneau et René Morissette

La politique des années 1990 en matière d’immigration favorisant, entre autres, l’entrée au pays d’immigrants scolarisés a donné lieu à un accroissement significatif du niveau de scolarité des nouveaux immigrants (voir Définitions). En 2001, plus de 40 % des nouveaux immigrants possédaient au moins un baccalauréat, comparativement à 22 % en 1991. En conséquence, ils représentaient 6 % de l’ensemble des personnes détenant un diplôme universitaire au Canada en 2001, en hausse par rapport à 4 % en 1991.

Un des premiers obstacles que rencontrent les immigrants est d’accéder à un emploi dans un marché du travail qui ne leur est pas familier. Parmi les personnes âgées de 25 à 54 ans titulaires d’un diplôme universitaire, le taux de chômage des nouveaux immigrants a été, de façon constante, au moins le triple de celui des Canadiens de naissance — en 2001, les taux étaient de 7,4 % contre 2,3 % chez les hommes, et de 10,5 % contre 2,7 % chez les femmes. Les difficultés qu’éprouvent les nouveaux immigrants à la recherche d’un emploi ont été imputées à plusieurs facteurs : non-reconnaissance de leurs titres de compétences, de leur niveau de scolarité ou de leur expérience à l’étranger (Green et Worswick, 2002; Ferrer et Riddell, 2003), qualité d’éducation moindre que dans certains pays (Sweetman, 2003), désavantage linguistique, faibles réseaux sociaux et manque d’information sur le marché du travail canadien. Ces facteurs augmentent la probabilité pour les nouveaux immigrants ayant un diplôme universitaire d’exercer une profession dont le niveau de scolarité requis est moindre que celui qu’ils possèdent.

Comment ce phénomène a-t-il évolué au cours de la dernière décennie? Comment la proportion des nouveaux immigrants très scolarisés dans des emplois à faible scolarité se compare-t-elle à celle des Canadiens de naissance? Quels sont les immigrants les plus susceptibles d’occuper ces emplois et pourquoi? Quelles sont les conséquences au niveau salarial? À l’aide des recensements de 1991, de 1996 et de 2001, le présent article porte sur les nouveaux immigrants âgés de 25 à 54 ans qui possédaient un diplôme universitaire et qui occupaient des emplois ne requérant au plus qu’un diplôme d’études secondaires (voir Définitions).

Les nouveaux immigrants diplômés universitaires

Le profil des nouveaux immigrants titulaires d’un diplôme universitaire s’est grandement modifié au cours des dernières décennies. En 2001, environ 60 % ou plus de ceux âgés de 25 à 54 ans avaient un baccalauréat, étaient membres des minorités visibles ou provenaient d’un pays d’Asie — particulièrement d’Asie du Sud1 (tableau 1). Quelque 21 % des nouveaux immigrants diplômés de sexe masculin venaient d’Asie du Sud en 2001, contre seulement 11 % en 1991.

Des changements dans la composition démographique des nouveaux immigrants ont pu affecter leur présence au sein d’emplois à faible scolarité. Par exemple, la proportion des nouveaux immigrants très scolarisés ayant une langue maternelle autre que le français ou l’anglais a grimpé de 10 points de pourcentage entre 1991 et 2001. Bien que la langue maternelle soit un indicateur imparfait des compétences linguistiques, cette variation peut avoir augmenté la probabilité des nouveaux immigrants d’exercer une profession dont le niveau de scolarité requis est inférieur à celui qu’ils possèdent2.

De plus, en 2001, les nouveaux immigrants détenant un diplôme universitaire avaient tendance à être plus âgés que ceux en 1991. Par exemple, 64 % des nouveaux immigrants de sexe masculin avaient 35 ans et plus en 2001, contre seulement 56 % en 1991. Si l’expérience de travail acquise à l’étranger est de plus en plus difficile à faire reconnaître, l’importance croissante des immigrants relativement âgés (ayant une longue expérience à l’étranger) aurait pu tendre à hausser leur taux de non-concordance entre leur niveau de scolarité et celui requis par leur profession.

Enfin, la proportion des nouveaux immigrants diplômés en génie, en mathématiques ou en informatique a augmenté au cours de la dernière décennie. Ces domaines d’études réunissaient 59 % des nouveaux immigrants diplômés de sexe masculin en 2001, comparativement à 44 % en 1991. Chez les femmes, les proportions étaient plus modestes mais également en croissance, passant de 15 % en 1991 à 26 % en 2001. Dans la mesure où la demande relative aux compétences obtenues dans ces domaines d’études est en forte progression, ces changements auraient pu tendre à faire baisser le taux de non-concordance des nouveaux immigrants.

Taux de non-concordance entre la scolarité et l’emploi

En 2001, la proportion des nouveaux immigrants titulaires d’un diplôme universitaire qui occupaient des emplois à faible scolarité atteignait 25 % pour les hommes et 38 % pour les femmes— un niveau comparable à celui de 1991 (tableau 2). Le taux a cependant augmenté entre 1991 et 1996, passant de 27 % à 32 % chez les hommes et de 41 % à 47 % chez les femmes. Cette hausse coïncidait avec un accroissement important du nombre d’immigrants; de 1990 à 1994, le Canada accueillait en moyenne 237 000 immigrants annuellement, par rapport à 138 000 entre 1985 et 1989 (graphique).

La comparabilité des taux de non-concordance chez les nouveaux immigrants en 1991 et en 2001 pourrait s’expliquer par deux facteurs exerçant des effets contraires. D’une part, la proportion croissante des nouveaux immigrants parmi les travailleurs possédant un baccalauréat a pu exercer des pressions à la hausse sur le taux, puisque davantage d’immigrants qualifiés arrivaient sur le marché du travail pour occuper des postes de même niveau de compétences. Par ailleurs, la demande accrue de travailleurs très scolarisés, souvent invoquée comme caractéristique de l’économie fondée sur le savoir (Berman, Bound et Machin, 1998), a peut-être exercé des pressions à la baisse, puisqu’une bonne part de ces travailleurs qualifiés a pu être absorbée.

Taux de non-concordance supérieur chez les immigrants

Alors que 25 % des nouveaux immigrants de sexe masculin ayant un diplôme universitaire occupaient des emplois à faible scolarité en 2001, seulement 12 % de leurs homologues nés au Canada étaient dans cette situation. Les chiffres correspondants pour les femmes étaient de 38 % et de 13 %. Ainsi, les nouveaux immigrants étaient au moins deux fois plus susceptibles de tenir des emplois à faible scolarité, un phénomène observé tout au long de la décennie.

De nombreux facteurs pourraient expliquer cet écart : les réseaux professionnel et social de même que les barrières institutionnelles, la difficulté à s’exprimer dans l’une des langues officielles, les difficultés liées à la reconnaissance des titres de compétences et de l’expérience à l’étranger, la qualité de l’éducation dans le pays d’origine (Sweetman, 2003) de même que certaines caractéristiques non observables telles que la qualité des candidats, leur motivation et la discrimination dont certains immigrants peuvent être victimes.

Sur ce dernier point, plusieurs études ont démontré le double désavantage des nouveaux immigrants qui sont membres des minorités visibles (De Jong et Madamba, 2001; Li, 2001). Le taux de non-concordance semble aller dans le même sens puisqu’un écart important sépare le taux des nouveaux immigrants selon qu’ils appartiennent ou non à une minorité visible. En 2001, le taux chez les hommes était de 29 % s’ils étaient membres des minorités visibles et de 16 % autrement. Pour les femmes, le taux était de 45 % et de 25 % respectivement. De plus, les écarts observés persistent en grande partie même après avoir tenu compte du niveau de scolarité, de la langue, de l’expérience, du domaine d’études, du pays d’origine et de la région de résidence3.

Si le taux élevé chez les nouveaux immigrants membres des minorités visibles dépendait uniquement de leur appartenance à une minorité visible, les Canadiens de naissance membres des minorités visibles devraient aussi afficher des taux élevés. Il n’en est pas toujours ainsi, et cela varie selon le sexe et l’âge. Par exemple, en 2001, les travailleurs masculins nés au Canada qui étaient membres des minorités visibles et âgés de 25 à 34 ans enregistraient le même taux (15 %) que leurs homologues n’appartenant pas à une minorité visible. La même situation avait cours chez les femmes âgées de 45 à 54 ans, dont le taux de non-concordance atteignait 11 %. L’écart séparant le taux des hommes âgés de 45 à 54 ans selon leur appartenance ou non à une minorité visible (13 % et 10 % respectivement) disparaissait quant à lui lorsqu’on tenait compte du niveau de scolarité, de la langue, de l’expérience, du domaine d’études, du pays d’origine et de la région de résidence. Par contre, chez les hommes de 35 à 44 ans et les femmes de moins de 45 ans nés au Canada, les taux de non-concordance étaient, en 2001, légèrement plus élevés pour les membres des minorités visibles que pour ceux qui n’appartenaient pas à une minorité visible4.

Domaine d’études et région d’origine

Étant donné l’importance actuelle des nouvelles technologies de l’information et la demande accrue de travailleurs formés dans ce secteur, on pourrait s’attendre à ce que les nouveaux immigrants possédant un diplôme en génie, en informatique ou en mathématiques aient plus de facilité à trouver du travail correspondant à leurs compétences que ceux en enseignement, en sciences humaines ou sociales (tableau 3). Cela était effectivement le cas. Le taux de non-concordance chez le premier groupe atteignait 17 % pour les hommes et 26 % pour les femmes en 2001, comparativement à 39 % et à 45 % pour ceux du deuxième groupe5. Le taux moindre observé dans ces domaines d’études est un fait robuste. Lorsque le niveau de scolarité, la langue, l’expérience, la région d’origine, l’appartenance à une minorité visible et la région de résidence sont pris en compte, une grande partie de l’écart subsiste6.

Malgré la stabilité relative des taux au cours de la décennie, certains domaines d’études ont connu des changements importants. Par exemple, le taux de non-concordance des nouveaux immigrants diplômés en sciences sociales a augmenté de façon significative chez les hommes (passant de 33 % à 43 %), tandis que celui ayant trait à l’informatique et aux mathématiques a chuté de 7 points de pourcentage pour les hommes et de 6 points pour les femmes.

La région d’origine semble également influer sur le taux de non-concordance. En 2001, les immigrants d’Asie du Sud et du Sud-Est7 affichaient de façon disproportionnée des taux élevés. Quelque 37 % à 48 % des hommes provenant de ces régions possédaient au moins un diplôme universitaire alors que leur emploi nécessitait au plus des études secondaires. Les proportions comparables pour les femmes étaient de 55 % et de 61 %. Là encore, une bonne partie des écarts observés demeurait, même après avoir tenu compte des différences au chapitre de l’expérience de travail, de la langue, de la scolarité, du domaine d’études et de la région de résidence entre les deux groupes8.

Si venir d’Asie du Sud ou du Sud-Est augmente la probabilité pour un nouvel immigrant d’occuper un emploi à faible scolarité, provenir d’Amérique du Nord, d’Europe du Nord et de l’Ouest ou d’Océanie réduit considérablement ce risque. Les immigrants de ces régions affichaient les taux de non-concordance les plus faibles, les hommes enregistrant même des taux très comparables à ceux des Canadiens de naissance.

Enfin, tel que prévu, les études supérieures semblent prémunir une proportion importante de candidats contre l’obtention d’emplois à faible scolarité. Comparativement aux bacheliers, les nouveaux immigrants ayant une maîtrise ou un doctorat étaient beaucoup moins susceptibles d’occuper des emplois requérant au plus des études secondaires en 2001. Ainsi, les nouveaux immigrants ayant un doctorat, hommes ou femmes, étaient quatre fois moins susceptibles que ceux ayant un baccalauréat de tenir de tels emplois.

Différences linguistiques

Étant donné l’importance des communications écrites et orales dans une économie de plus en plus basée sur les connaissances, l’aisance des immigrants à s’exprimer dans une des langues officielles devrait favoriser leur accès à des emplois correspondant à leur niveau de scolarité. Effectivement, les nouveaux immigrants dont la langue maternelle était l’une des langues officielles avaient moins tendance à occuper des emplois à faible scolarité.

Les écarts observés entre les nouveaux immigrants dont la langue maternelle était l’anglais et ceux de langue maternelle autre subsistaient lorsqu’on tenait compte de la région d’origine, de l’expérience, du niveau de scolarité, du domaine d’études et de l’appartenance à une minorité visible. Toutefois, entre les personnes de langue maternelle française et celles de langue maternelle autre, les écarts ne persistaient pas à la suite d’une analyse multivariée9.

Le fait de pouvoir converser en français ou en anglais semble également favoriser l’accès à la même profession que celle exercée avant l’immigration. Environ 40 % des nouveaux immigrants pouvant converser dans l’une des langues officielles avaient un emploi comparable à celui qu’ils occupaient avant d’immigrer, contre seulement 25 % de ceux qui ne pouvaient converser en français ou en anglais (Statistique Canada, 2003). Il est possible que l’effet de la langue soit difficilement dissociable de l’effet de la région d’origine puisque près des deux tiers des immigrants de pays anglo-saxons tels que les États-Unis, la Nouvelle-Zélande et l’Australie exerçaient la même profession après leur immigration, contre seulement le tiers des immigrants provenant d’Asie et du Moyen-Orient. En plus d’avoir comme langue officielle l’anglais, les immigrants provenant des pays anglo-saxons avaient probablement le plus de chances de faire reconnaître leurs titres de compétences.

Taux élevé de non-concordance chez les femmes

Se situant à 38 % en 2001, le taux des femmes immigrantes était une fois et demie celui des hommes, qui atteignait 25 %. Près de la moitié de cet écart tient au fait que les femmes possèdent moins souvent un diplôme d’études supérieures (maîtrise ou doctorat) et que leur diplôme est rarement dans un domaine d’études appliquées comme le génie, l’informatique et les mathématiques10.

Un autre facteur, qui ne peut être mesuré par le recensement, tient peut-être au fait que les femmes arrivent moins souvent que les hommes au Canada à titre d’immigrant économique, mais plutôt en tant que conjoint ou personne à charge d’un immigrant économique ou pour des raisons de réunification familiale (Statistique Canada, 2003)11. Puisque les immigrants économiques performent habituellement mieux sur le marché du travail que les autres immigrants, la faible proportion de femmes arrivant à ce titre pourrait expliquer en partie leur taux élevé12.

Barrières institutionnelles

Certaines professions sont réglementées par des associations professionnelles. Pour être accrédités, les candidats doivent souvent passer des examens et démontrer qu’ils possèdent un certain nombre d’années d’expérience de travail au Canada et une bonne connaissance du français ou de l’anglais (Boyd, 2000). De telles exigences, qui réglementent l’accès à certaines professions (comme celles en santé, en génie et en droit de même que certains métiers spécialisés), peuvent avoir une incidence sur les chances de trouver un emploi correspondant au niveau de scolarité.

En dépit des pressions actuelles touchant les professions de la santé et de celles prévues en raison du vieillissement de la population, le domaine de la santé affichait une hausse considérable du taux de non-concordance entre 1991 et 2001, ce dernier passant de 16 % à 26 % pour les hommes et de 28 % à 36 % pour les femmes. Le taux se rapportant aux nouveaux immigrants de sexe masculin ayant étudié pour devenir médecins a plus que doublé, passant de 11 % à 23 % (tableau 4). Chez les nouvelles immigrantes ayant étudié en soins infirmiers, il est passé de 30 % à 47 %. Même après avoir pris en compte l’âge, la langue, le pays d’origine et la région de résidence, l’accroissement des taux de non-concordance entre 1991 et 2001 restait pratiquement le même13. Les taux ayant trait aux Canadiens de naissance étaient, quant à eux, demeurés stables à environ 1 % et 4 % respectivement pour les hommes en médecine et les femmes en soins infirmiers.

D’autres professions ont également connu une hausse du taux de non-concordance. Dans le domaine du droit, ce taux est passé de 31 % à 44 % chez les hommes, alors qu’en architecture, il est passé de 9 % à 24 % chez les femmes. Cependant, le taux est demeuré relativement stable dans certaines professions; par exemple, le génie, qui constituait plus du tiers des nouveaux immigrants diplômés de sexe masculin en 2001, a enregistré un taux d’environ 20 % tout au long de la décennie.

Le dernier amendement à la politique en matière d’immigration spécifie l’intention du gouvernement canadien de s’éloigner d’un modèle favorisant les immigrants diplômés dans certaines professions spécifiques et de miser davantage sur les compétences flexibles et facilement transférables (Gazette du Canada, 2002). Des initiatives visant à accélérer les processus d’accréditation sont également en progrès dans certaines provinces14, alors qu’au niveau fédéral, divers groupes de travail sont chargés de faire la lumière sur cette question (FPTAC, 2004)15.

Différences salariales

Occuper un emploi à faible scolarité a des conséquences importantes sur le revenu d’emploi des nouveaux immigrants titulaires d’un diplôme universitaire (voir Définitions concernant la sélection de l’échantillon). Comparativement à leurs homologues qui détenaient un emploi nécessitant un diplôme universitaire, les nouveaux immigrants de sexe masculin qui avaient un emploi requérant au plus des études secondaires et qui travaillaient à temps plein gagnaient 42 % de moins par semaine en 2000 (tableau 5). Pour les femmes, l’écart était de 39 %. Les jeunes hommes affichaient un écart de 47 %, en forte hausse par rapport à celui de 29 % observé en 1990.

Il n’est pas surprenant de constater que les nouveaux immigrants occupant des emplois à faible scolarité reçoivent des salaires moindres que ceux dont l’emploi exige une formation universitaire. Il est toutefois étonnant d’observer qu’ils gagnent moins que les Canadiens de naissance qui sont dans la même situation (tableau 6). En 2000, les nouveaux immigrants occupant à temps plein des emplois à faible scolarité recevaient, quel que soit leur groupe d’âge, un salaire hebdomadaire d’au moins 20 % inférieur à celui de leurs homologues nés au Canada. L’écart atteignait même 30 % chez les personnes âgées de 35 à 54 ans.

L’écart salarial n’est pas simplement attribuable à la difficulté qu’ont les nouveaux arrivants sur le marché du travail à trouver des emplois bien rémunérés. Si tel était le cas, l’écart entre les nouveaux immigrants et les Canadiens de naissance occupant des emplois à faible scolarité devrait diminuer au fil des ans. Dans ces emplois, les immigrantes âgées de 25 à 44 ans et arrivées au Canada entre 1985 et 1989 gagnaient, en 1990, 20 % de moins que leurs consœurs nées au Canada lorsqu’elles étaient à temps plein (tableau 7). Dix années plus tard, soit en 2000, l’écart salarial entre ces deux groupes de femmes (maintenant âgées de 35 à 54 ans) était toujours inchangé. De même, aucun rétrécissement de l’écart salarial n’était observé chez les hommes16.

Pour toutes les années observées, l’écart chez les femmes travaillant à temps plein demeurait supérieur à 20 % même en tenant compte de la langue maternelle, du niveau de scolarité, du domaine d’études, de l’appartenance à une minorité visible et de la région de résidence (tableau 8). De plus, l’ajout de variables de contrôle pour la profession ne réduisait pas l’écart de façon appréciable17. Chez les hommes, l’écart salarial de 26 % enregistré en 2000 diminuait à 11 % lorsqu’on tenait compte des premiers facteurs. L’écart n’était plus statistiquement significatif lorsqu’on considérait les différences liées à la profession. Les salaires moindres des nouveaux immigrants de sexe masculin occupant des emplois à faible scolarité semblent donc en partie attribuables à la concentration de ces derniers dans des professions faiblement rémunérées18.

Étant donné le rôle crucial des compétences linguistiques dans notre économie de plus en plus fondée sur le savoir, il est intéressant de constater que l’écart salarial pour ce groupe d’hommes travaillant à temps plein varie selon la langue maternelle, particulièrement pour les salaires des années 1990 et 1995. Par exemple, lorsque les Canadiens de naissance et les nouveaux immigrants de sexe masculin avaient l’anglais comme langue maternelle, l’écart salarial atteignait seulement 3 % et 6 % respectivement au cours de ces années, comparativement à 15 % et à 23 % pour ceux dont la langue maternelle était autre que l’anglais ou le français. En 2000, soit plus de 10 ans après l’arrivée de cette cohorte, l’effet de la langue n’était cependant plus significatif. Pour les femmes, l’analyse multivariée n’a révélé aucune différence significative à cet égard.

La persistance de l’écart salarial observée chez les immigrantes occupant à temps plein des emplois à faible scolarité et appartenant à la cohorte arrivée entre 1985 et 1989 est importante : près de 30 % de celles qui étaient occupées détenaient des postes à faible scolarité en 2001, soit plus de 10 ans après leur arrivée au Canada (tableau 9). Cependant, le taux de non-concordance de ce groupe a diminué, passant de 41 % en 1991 à 29 % en 2001. De même, 21 % des hommes immigrants appartenant à la cohorte arrivée entre 1985 et 1989 occupaient des emplois à faible scolarité en 2001, un taux assez proche de celui observé en 1991 (27 %). Ainsi, bien que les membres de cette cohorte soient arrivés au cours de la période d’expansion économique de la deuxième moitié des années 1980 et bien que l’année 2001 ait affiché un taux de chômage relativement faible — soit 7,2 % — au moins 21 % d’entre eux tenaient des emplois à faible scolarité plus de 10 ans après leur arrivée au Canada.

Résumé

Parmi les nouveaux immigrants titulaires d’un diplôme universitaire qui étaient occupés entre 1991 et 2001, au moins un sur quatre tenait un emploi requérant au plus un diplôme d’études secondaires.

Les nouveaux immigrants les plus susceptibles d’occuper de tels emplois en 2001 provenaient d’Asie du Sud et du Sud-Est, n’avaient ni le français ni l’anglais comme langue maternelle, appartenaient à une minorité visible et étaient des femmes. Ceux qui étaient les moins susceptibles de détenir de tels postes provenaient d’Amérique du Nord, d’Europe du Nord et de l’Ouest ou d’Océanie, avaient une maîtrise ou un doctorat, étaient formés en sciences appliquées (génie, informatique ou mathématiques) et avaient l’anglais comme langue maternelle.

Bien que la proportion des nouveaux immigrants occupant des emplois à faible scolarité ait peu changé entre 1991 et 2001, elle s’est accrue pour ceux formés dans les domaines de la santé ou des sciences sociales. Par contre, les diplômés en informatique et en mathématiques ont vu leur taux de non-concordance diminuer.

Pour les trois années considérées, les nouveaux immigrants de sexe masculin provenant d’Amérique du Nord, d’Europe du Nord et de l’Ouest et d’Océanie avaient un taux très semblable à celui de leurs homologues nés au Canada.

La forte propension qu’ont les jeunes immigrants de sexe masculin qui sont membres des minorités visibles à exercer des professions à faible scolarité ne semble pas attribuable uniquement à leur appartenance à une minorité visible, à tout le moins en 2001. Cette année-là, les hommes âgés de 25 à 34 ans nés au Canada et membres des minorités visibles avaient la même probabilité que les autres Canadiens de naissance d’occuper des emplois requérant au plus des études secondaires. La même tendance était observée pour les femmes âgées de 45 à 54 ans19.

Aucune tendance n’indiquait une diminution de l’écart salarial entre les immigrantes arrivées entre 1985 et 1989 et les Canadiennes de naissance détenant des postes à faible scolarité. L’écart salarial s’élevait à 20 % non seulement en 1990, mais également en 2000, soit plus de 10 ans après leur arrivée au Canada. Bien qu’ils portent sur un sous-ensemble spécifique de la population des nouveaux immigrants, ces résultats contrastent de manière frappante avec ceux de certaines études antérieures (Bloom, Grenier et Gunderson, 1995; Grant, 1999; Frenette et Morissette, 2003). Ces dernières, qui se rapportent à l’ensemble des nouveaux immigrants, et ce, quel que soit leur niveau de scolarité, montrent que l’écart salarial entre eux et les travailleurs nés au Canada tend, en général, à diminuer au fil des ans20.

Enfin, même après avoir passé plus de 10 ans au Canada, au moins 21 % des immigrants occupés arrivés entre 1985 et 1989 et titulaires d’un diplôme universitaire détenaient des postes à faible scolarité en 2001. Cela suggère que leur difficulté à obtenir des emplois de niveau universitaire n’est pas nécessairement un phénomène de courte durée. Déterminer si un poste à faible scolarité est détenu de façon temporaire ou permanente importe puisqu’une érosion des compétences pourrait se manifester à long terme.

Définitions

Classification des professions et niveaux de compétences

La Classification nationale des professions comprend plus de 500 professions. (La liste des professions détaillées peut être fournie sur demande.) Le Projet de recherche sur les compétences essentielles (PRCE), réalisé par Développement des ressources humaines Canada, a permis d’estimer le niveau de compétences de chaque profession. Le code assigné reflète à la fois le niveau de scolarité habituellement requis sur le marché du travail et certains critères d’expérience, de formation spécifique et de responsabilités liées à la santé et à la sécurité (comme dans le cas des policiers et des infirmières). Ces niveaux de compétences sont :

  • des études universitaires;
  • un diplôme d’études collégiales, un certificat ou une formation d’apprenti;
  • au plus un diplôme d’études secondaires.

Les gestionnaires ne sont pas inclus en raison de la grande diversité de leur expérience et de leur niveau de scolarité. Pour plus d’information, on peut consulter le site suivant : www15.hrdc-drhc.gc.ca/french/general/esrp.asp.

Étant donné que les niveaux de compétences attribués aux professions remontent au début des années 1990, le niveau réel de compétences de certaines professions en 2001 peut être légèrement différent. Par exemple, certaines professions qui requéraient un diplôme d’études collégiales (ou un certificat) en 1991 pouvaient exiger un diplôme universitaire en 2001. De même, certaines professions qui nécessitaient auparavant un diplôme d’études secondaires demandent peut-être maintenant un diplôme d’études collégiales. Ainsi, le taux de non-concordance des personnes occupant des emplois à faible scolarité en 2001 pourrait être surestimé si ces changements n’étaient pas considérés, ce qui biaiserait vers le haut sa variation entre 1991 et 2001.

C’est pourquoi on s’en tient uniquement aux personnes occupées ayant au moins un baccalauréat, mais exerçant une profession requérant au plus un diplôme d’études secondaires. On évite ainsi de surestimer les variations du taux. Il est en effet peu probable que les professions qui demandaient un niveau secondaire ou moins en 1991 exigent aujourd’hui un baccalauréat ou même davantage.

Sélection de l’échantillon

Dans la présente étude, on utilise les données qui sont tirées des recensements et qui ont été obtenues auprès de 20 % de la population ayant fourni des détails au sujet de leur travail et de leurs gains. L’échantillon initial était constitué de personnes âgées de 25 à 54 ans ayant un diplôme universitaire (baccalauréat ou grade supérieur) et occupant un emploi (comme employé ou travailleur autonome) pendant la semaine de référence du recensement. Cela a servi à calculer le taux de non-concordance :

Qui occupaient des emplois requérant au plus un diplôme d’études secondaires
—————————————————————————
Ensemble de l’échantillon

Afin d’analyser les salaires, l’échantillon restreint ne comprenait que les personnes qui occupaient un emploi rémunéré et qui, au cours de l’année précédant le recensement :

  • avaient reçu des salaires et traitements;
  • avaient travaillé au moins une semaine, principalement à temps plein;
  • n’avaient pas touché un revenu d’un travail autonome.

Pour vérifier le déroulement de l’évolution des taux au fil du temps, on considère une définition différente. Ainsi, le numérateur se rapporte au nombre de personnes occupées âgées de 25 à 54 ans qui ont au moins un baccalauréat mais qui exercent une profession requérant un niveau collégial, d’apprenti ou un niveau secondaire ou moins. Le dénominateur désigne le nombre de personnes occupées possédant au moins un baccalauréat et âgées de 25 à 54 ans. Bien que cette définition implique une plus grande fréquence, les tendances relatives aux deux taux sont comparables. Pour les travailleurs nés au Canada et les nouveaux immigrants, les deux taux ont augmenté entre 1991 et 1996 pour ensuite fléchir entre 1996 et 2001, mais ont peu changé entre 1991 et 2001. (Voir le tableau se rapportant aux définitions)

Nouveaux immigrants : En ce qui concerne le recensement de 1991, les nouveaux immigrants sont les personnes arrivées au Canada entre 1985 et 1989; en 1996, elles sont définies comme étant arrivées entre 1990 et 1994, et en 2001, comme étant arrivées entre 1995 et 1999. Les immigrants arrivés au cours de l’année du recensement ou celle juste avant ont été exclus pour faciliter la comparaison avec des études antérieures (Grant, 1999; Frenette et Morissette, 2003).

Taux de chômage : Proportion de la population active sans emploi durant la semaine de référence du recensement.

Langue maternelle : Langue apprise en premier lieu à la maison dans l’enfance et encore comprise.

Salaire hebdomadaire moyen : Somme des salaires et traitements déclarée pour l’année civile précédant le recensement (ce qui exclut tout revenu d’un travail autonome ou agricole), divisée par le nombre de semaines travaillées durant l’année.

Emplois à faible scolarité et sous-emploi

Entre 1991 et 2001, le taux de chômage a diminué dans le cas des personnes âgées de 25 à 54 ans, et ce, de façon plus marquée chez les nouveaux immigrants, passant de 9,6 % à 7,4 % pour les hommes et de 12,5 % à 10,5 % pour les femmes. Toutefois, leur présence dans des emplois à faible scolarité peut être considérée comme une forme de sous-emploi puisque les personnes touchées ne réalisent pas leur plein potentiel sur le marché du travail, ce qui prive l’économie canadienne de leurs compétences. Si on ajoute le nombre de travailleurs occupant de tels emplois à celui des chômeurs, le taux de sous-emploi21 qui en résulte s’établissait à 27,4 % en 2001 pour les nouveaux immigrants de sexe masculin, soit plus du double du taux qu’affichaient leurs homologues nés au Canada. Quant aux immigrantes, leur taux de sous-emploi atteignait près de 42 %, soit trois fois la valeur observée chez leurs homologues nées au Canada. (Voir le tableau se rapportant aux emplois à faible scolarite et sous-emploi)

Notes

  1. L’Asie du Sud comprend l’Inde, le Bangladesh, le Bhoutan, les Maldives, le Népal, le Pakistan, le Sri Lanka et le Timor oriental.

  2. À moins de tester l’aisance d’un immigrant à s’exprimer dans l’une des deux langues officielles, ce facteur n’est pas facile à mesurer. En plus de la langue maternelle, le recensement comporte également une question sur la capacité de soutenir une conversation en français ou en anglais de même qu’une question sur la langue parlée à la maison. La capacité de soutenir une conversation semble souvent surestimée par les répondants ne parlant ni l’une ni l’autre langue. Tant en 1991 qu’en 2001, 99 % des nouveaux immigrants âgés de 25 à 54 ans et détenant un diplôme universitaire ont déclaré pouvoir s’exprimer en français ou en anglais. Quant à la question portant sur la langue parlée à la maison, elle ne mesure pas nécessairement l’aisance à s’exprimer en français ou en anglais. C’est pourquoi on utilise la langue maternelle pour refléter l’aisance linguistique des immigrants.

  3. Ces résultats proviennent de régressions logistiques séparées pour les hommes et pour les femmes, lesquelles incluaient les variables déjà citées. Les résultats peuvent être fournis sur demande.

  4. Ces résultats découlent de plusieurs régressions logistiques mettant en relation, outre l’appartenance à une minorité visible, des variables indépendantes telles que l’âge, le niveau de scolarité, le domaine d’études, la langue maternelle et la région de résidence. Des régressions séparées pour les hommes et pour les femmes ont été estimées pour les groupes âgés de 25 à 34 ans, de 35 à 44 ans et de 45 à 54 ans. Les résultats peuvent être fournis sur demande.

  5. Les nouveaux immigrants diplômés en sciences de la santé sont exclus de ces taux. Ce domaine d’études est traité dans la partie sur les barrières institutionnelles.

  6. Ces résultats découlent d’une régression logistique. La variable dépendante « détenir un emploi requérant des études secondaires ou moins » a été régressée contre la variable « avoir étudié en sciences appliquées ou non » en plus des variables mentionnées précédemment. Le taux ajusté calculé à l’aide des résultats de cette analyse multivariée s’élevait à 18 % pour les hommes en sciences appliquées, comparativement au taux de 17 % obtenu selon les données brutes. Pour les femmes, le taux ajusté passait à 30 % au lieu de 26 %. On a exclu les nouveaux immigrants formés en sciences de la santé.

  7. L’Asie du Sud-Est comprend le Brunei Darussalam, le Cambodge, l’Indonésie, le Laos, la Malaisie, le Myanmar, les Philippines, Singapour, la Thaïlande et le Viêt Nam. Voir note 1 pour les pays formant l’Asie du Sud.

  8. Ces résultats découlent de régressions logistiques séparées pour les hommes et pour les femmes avec comme variables explicatives le fait de provenir ou non d’Asie du Sud ou du Sud-Est, l’âge, le niveau de scolarité, le domaine d’études, la langue et la région de résidence. Le taux de non-concordance ajusté en fonction de ces variables pour l’ensemble des immigrants d’Asie du Sud et du Sud-Est passait à 32 % pour les hommes et à 52 % pour les femmes, comparativement aux taux bruts de 40 % et de 58 %.

  9. L’analyse multivariée dont il est question ici est une régression logistique dont la variable dépendante « détenir un emploi requérant des études secondaires ou moins » a été expliquée par les variables mentionnées précédemment. Les différences de taux entre ceux qui ont le français comme langue maternelle et ceux qui ont une autre langue maternelle sont entièrement expliquées par les différences relatives aux variables explicatives incluses dans le modèle logistique.

  10. Ces résultats découlent d’une décomposition d’Oaxaca portant sur l’âge, le niveau de scolarité, la région d’origine, le domaine d’études, la région de résidence, la langue maternelle et l’appartenance à une minorité visible ou non. Lorsqu’on tient compte de ces facteurs, entre 40 % et 60 % de l’écart des taux entre hommes et femmes ayant immigré récemment demeure inexpliqué.

  11. Les immigrants sont admis au Canada sous trois grandes catégories : économique (ce qui comprend les conjoints et les personnes à charge), réunification familiale et réfugié. Selon l’Enquête longitudinale auprès des immigrants, d’octobre 2000 à septembre 2001, les hommes formaient 77 % de la catégorie économique. Les femmes de cette catégorie étaient plus susceptibles d’arriver en tant que conjointes ou personnes à charge, cela étant le cas de 75 % d’entre elles. Dans la catégorie réunification familiale, les femmes représentaient 60 % des immigrants admis au Canada.

  12. Les immigrants économiques affichaient des taux d’activité et d’emploi supérieurs aux autres catégories d’immigrants. Selon Chui et Zietsma (2003), « en général, les immigrants admis dans la catégorie des travailleurs qualifiés entraient sur le marché du travail plus rapidement et comptaient plus d’années où des gains ont été déclarés que les immigrants des autres catégories ».

  13. Le taux ajusté dans le cas des hommes ayant étudié en médecine passait de 11 % en 1991 à 21 % en 2001. Chez les femmes ayant étudié en sciences infirmières, le taux ajusté passait de 30 % à 48 %.

  14. En Ontario, plusieurs programmes visant différentes professions existent, tels le programme Care pour les infirmières, le programme IPG pour les pharmaciens et le programme Pathways pour les ingénieurs. Au Québec, un groupe de travail sur la reconnaissance des équivalences a été formé en avril 2004 pour faciliter l’intégration des immigrants qualifiés (Cauchy, 2004).

  15. En février 2004, le groupe de travail sur l’accréditation des diplômés étrangers en médecine a fait plusieurs recommandations relativement à la situation des immigrants diplômés en médecine. Des groupes de travail similaires ont été formés pour étudier la situation des immigrants diplômés en sciences infirmières et ceux en génie. Le premier ministre a nommé un secrétaire parlementaire chargé de la reconnaissance des titres de compétences étrangers, et les budgets de 2003 et de 2004 ont précisé de nouvelles ressources en matière de reconnaissance de titres de compétences (2002) et de formation linguistique accrue (2004).

  16. La hausse de l’écart salarial entre 1990 et 2000, de 18 % à 26 %, n’est pas statistiquement significative au seuil de 5 %.

  17. Les écarts salariaux ajustés qui sont présentés au tableau 8 découlent d’analyses multivariées. La variable dépendante est le logarithme naturel des salaires hebdomadaires. Les variables explicatives sont décrites au tableau 8. La région de résidence est mesurée à l’aide d’un ensemble de variables dichotomiques pour Montréal, Ottawa-Gatineau, Calgary, Toronto et Vancouver ainsi que pour les autres régions métropolitaines de recensement. Les professions sont mesurées à l’aide de 19 variables dichotomiques représentant différentes catégories de professions.

  18. En 2001, 21 % des nouveaux immigrants de sexe masculin appartenant à la cohorte arrivée entre 1985 et 1989 et ayant un diplôme universitaire occupaient des emplois faiblement rémunérés tels que concierges ou opérateurs de machines et d’équipement. La proportion correspondante chez leurs homologues nés au Canada était de 11 %.

  19. Cela n’exclut pas la possibilité que les travailleurs membres des minorités visibles nés au Canada gagnent des salaires moindres que les autres Canadiens de naissance. Pour une analyse plus détaillée, voir Pendakur et Pendakur (2002).

  20. Par exemple, Frenette et Morissette (2003) ont considéré les personnes qui avaient travaillé au moins 40 semaines au cours d’une année, et ce, quel que soit leur niveau de scolarité. L’écart salarial entre les immigrantes arrivées entre 1985 et 1989 et les femmes nées au Canada est passé de 27 % en 1990 à 21 % en 2000.

  21. Ce taux de sous-emploi réfère uniquement au chômage et à la présence dans des emplois à faible scolarité. Il ne tient pas compte des autres formes de sous-emploi comme le travail à temps partiel involontaire.

Documents consultés

  • BERMAN, Eli, John BOUND et Stephen MACHIN. « Implications of skill-biased technological change : International evidence », Quarterly Journal of Economics, novembre 1998, vol. 113, no 4, p. 1245 à 1279.

  • BLOOM, David E., Gilles GRENIER et Morley GUNDERSON. « The changing labour market position of Canadian immigrants », Revue canadienne d’économique, novembre 1995, vol. 28, no 4, p. 987 à 1005.

  • BOYD, M. « Matching worker to work: The case of Asian immigrants engineers in Canada », San Diego, University of California, 2000, document de travail no 14.

  • CAUCHY, Clairandrée. « Quand l’Eldorado tourne au désenchantement », Le Devoir, 1er et 2 mai 2004, p. A1 et A8.

  • CHUI, Tina, et Danielle ZIETSMA. « Gains des immigrants dans les années 1990 », Tendances sociales canadiennes, no 11-008-XIF au catalogue de Statistique Canada, automne 2003, no 70, p. 27 à 32.

  • DE JONG, Gordon F., et Anna B. MADAMBA. « A double disadvantage? Minority group, immigrant status, and underemployment in the United States », Social Science Quarterly, mars 2001, vol. 82, no 1, p. 117 à 130.

  • FEDERAL/PROVINCIAL/TERRITORIAL ADVISORY COMMITTEE ON HEALTH DELIVERY AND HUMAN RESOURCES. Report of the Canadian task force on licensure of international medical graduates, février 2004, Internet : www.aipso.ca/Task%20Force%20Final%20Report.pdf.

  • FERRER, Ana, et Craig RIDDELL. « Education, credentials and immigrant earnings », University of British Columbia, 2003, document de travail, Internet : www.econ.ubc.ca/ferrer/ferrer&riddell(2).pdf.

  • FRENETTE, Marc, et René MORISSETTE. Convergeront-ils un jour? Les gains des travailleurs immigrants et de ceux nés au Canada au cours des deux dernières décennies, no 11F0019MIF2003215 au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, Direction des études analytiques, 2003, document de recherche no 215.

  • GAZETTE DU CANADA. Partie II, vol. 136, no 9, 14 juin 2002, p. 214 à 234, édition spéciale.

  • GRANT, Mary L. « Evidence of new immigrant assimilation in Canada », Revue canadienne d’économique, août 1999, vol. 32, no 4, p. 930 à 955.

  • GREEN, David A., et Christopher WORSWICK. Gains des immigrants de sexe masculin au Canada : Effets de l’intégration au marché du travail et avantages de l’expérience acquise à l’étranger, 2002, document préparé pour Citoyenneté et Immigration Canada, Internet : www.cic.gc.ca/francais/recherche-stats/rapports/gains/gains-tdm.html.

  • LI, Peter S. « The market worth of immigrants’ educational credentials », Analyse de Politiques, mars 2001, vol. 27, no 1, p. 23 à 38.

  • PENDAKUR, Krishna, et Ravi PENDAKUR. « Colour my world: Have earnings gaps for Canadian-born ethnic minorities changed over time? », Analyse de Politiques, décembre 2002, vol. 38, no 4, p. 489 à 512.

  • STATISTIQUE CANADA. Enquête longitudinale auprès des immigrants du Canada : Le processus, les progrès et les perspectives, no 89-611-XIF au catalogue de Statistique Canada, Ottawa, 2003.

  • SWEETMAN, Arthur. Immigrant source country education quality and Canadian labour market outcomes, Kingston, Ontario, Queen’s University, School of Policy Studies, 2003.

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Auteurs

Diane Galarneau est au service de la Division de l’analyse des enquêtes auprès des ménages et sur le travail. René Morissette est au service de la Division de l’analyse des entreprises et du marché du travail. On peut le joindre Diane Galarneau au (613) 951-4626 et René Morissette au (613) 951-3608, ou bien l’un ou l’autre à perspective@statcan.gc.ca.


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Date de modification : 2014-05-14 Avis importants