Statistiques sur le travail : Documents de recherche
Aussi mobiles et aussi stables : Convergence entre les sexes en matière de mobilité de la main-d’œuvre et de stabilité d’emploi au Canada

Date de diffusion : le 28 août 2020

Passer au texte

Début du texte

Remerciements

La présente étude est financée par Femmes et Égalité des genres Canada (FEGC).

Aperçu

La présente étude fait état des tendances relatives à la mobilité de la main-d’œuvre, c’est-à-dire la probabilité associée au fait de commencer un nouvel emploi, et à la stabilité d’emploi, à savoir la probabilité qu’un emploi soit conservé pendant une période prescrite, chez les Canadiennes et les Canadiens âgés de 20 à 54 ans. L’article révèle que le profil des nouvelles embauches tient principalement compte des professions traditionnelles occupées par les hommes et les femmes. Contrairement à la perception selon laquelle les femmes ont des liens plus ténus avec leur emploi, cet article montre que les femmes sont tout aussi susceptibles de conserver leur emploi que les hommes. Il porte sur les groupes de la population à l’origine de la convergence en ce qui concerne la stabilité d’emploi chez les hommes et les femmes au cours des dernières décennies. Enfin, l’article montre comment les tendances relatives aux nouvelles embauches et à la stabilité d’emploi nous permettent de comprendre l’écart salarial entre les hommes et les femmes au Canada.

Faits saillants

Des données tirées de l’Enquête sur la population active (EPA) de la période allant de 1976 à 2018 sont utilisées afin de faire état des tendances relatives à la mobilité de la main-d’œuvre, c’est-à-dire la probabilité associée au fait de commencer un nouvel emploi, et à la stabilité d’emploi, à savoir la probabilité qu’un emploi soit conservé pendant une période prescrite, chez les Canadiennes et les Canadiens de 20 à 54 ans. L’article montre également comment les tendances relatives aux nouvelles embauches et à la stabilité d’emploi nous permettent de comprendre l’écart salarial entre les hommes et les femmes au Canada. Les principaux résultats sont les suivants.

La ségrégation fondée sur le sexe sur le marché du travail est très stable au Canada et de nombreux nouveaux employés continuent d’occuper des postes traditionnellement attribués à des hommes ou à des femmes. Parmi les hommes nouvellement embauchés, 30,6 % exerçaient des professions dans le secteur des métiers, du transport et de la machinerie en 2018. Ce chiffre n’a pas changé depuis 1998. Parmi les femmes nouvellement embauchées, 35,0 % occupaient certains postes, comme ceux dans le secteur des ventes et des services, et 17,9 % occupaient un emploi non professionnel dans le secteur des affaires et des finances. Ces chiffres ont également peu changé depuis 1998.

Le profil des embauches est un bon indicateur de la structure professionnelle pendant la vie professionnelle d’une génération. Les types de professions pour lesquels les hommes et les femmes sont embauchés sont le reflet de la répartition des professions de l’ensemble de la main-d’œuvre de sexe masculin et de sexe féminin, c’est-à-dire la manière dont la main-d’œuvre rémunérée totale de sexe masculin et de sexe féminin est divisée parmi les différentes professions. Un peu plus de 1 homme sur 4 exerce une profession dans le secteur des métiers, du transport et de la machinerie. Les femmes continuent d’occuper, de manière disproportionnée, des emplois dans le secteur des ventes et des services (26,0 %) et des emplois non professionnels dans le secteur des affaires et des finances (17,7 %).

Contrairement à la perception que les femmes sont moins attachées à leur emploi, les résultats montrent que, pour de nombreuses dimensions, les femmes sont tout aussi susceptibles que les hommes de conserver leur emploi courant, qu’il s’agisse d’un nouvel emploi, d’un emploi permanent ou d’un nouvel emploi maintenu pendant cinq ans.

Les professions à prédominance féminine (c’est-à-dire une profession étant constituée de plus de 70 % de femmes) affichent, en moyenne, une stabilité d’emploi accrue par rapport aux professions à prédominance masculine (c’est-à-dire moins de 30 % de la profession est constituée de femmes), soit environ 82,9 % et 76,7 %, respectivement, de tous les emplois.

En examinant les professions détaillées, on peut constater que les femmes occupant des professions en santé et en enseignement affichent des niveaux de stabilité d’emploi supérieurs (85,8 % et 92,5 %, respectivement) que les hommes du secteur des métiers, du transport et de la machinerie (76,3 %). Le taux de maintien en poste dans le cadre de nouveaux emplois est beaucoup plus bas en ce qui concerne les professions à prédominance masculine par rapport aux professions à prédominance féminine (52,0 % et 62,0 %, respectivement).

La présence de jeunes enfants exerce encore une influence sur la décision des femmes au Canada en ce qui concerne leur emploi, mais dans une portée moindre que dans le passé. À la fin des années 1980, les femmes qui avaient de jeunes enfants affichaient une probabilité moins élevée quant au fait de demeurer à l’emploi de leur employeur comparativement à leurs pairs en 2018 (72,5 % par rapport à 84,5 %). En 2018, on n’observait plus aucune différence significative en ce qui concerne le taux de maintien en poste des mères et des pères de jeunes enfants.

Les écarts salariaux entre les hommes et les femmes sont plus faibles chez les nouveaux employés qu’au sein de l’ensemble de la main-d’œuvre. Les hommes nouvellement embauchés gagnaient plus que les femmes nouvellement embauchées dans certaines professions, mais pas toutes. Les employés nouvellement embauchés dans certains secteurs, comme les affaires et les finances, la santé, l’enseignement et le droit, n’ont observé aucune différence ou une légère différence en ce qui concerne les salaires, parce que les hommes et les femmes doivent avoir des qualifications semblables (en ce qui a trait à l’expérience et à la scolarité) pour obtenir un emploi dans la profession en question.

L’écart salarial étroit entre les hommes et les femmes chez les nouveaux employés n’avait pas d’effet durable. Cinq ans après le début d’un nouvel emploi, l’écart salarial entre les hommes et les femmes s’était élargi dans la plupart des groupes professionnels plus détaillés, sauf les professions libérales dans le secteur des sciences naturelles et appliquées, où le ratio des salaires augmente (ou l’écart se rétrécit). Les résultats de régressions multivariées laissent entendre que des facteurs autres que la durée d’occupation de l’emploi favorisent l’écart grandissant au cours des cinq années suivant l’obtention d’un nouvel emploi.

Introduction

La croissance prolongée du nombre de femmes qui travaillent est une caractéristique remarquable du marché du travail canadien. Le taux d’activitéNote des femmes de 20 à 54 ans sur le marché du travail canadien a augmenté pour passer de 60,9 % en 1978 à 84,7 % en 2018. Alors que la hausse la plus considérable a été observée au cours des années 1980, des hausses modestes ont été observées au cours des récentes décennies, environ 1,4 point de pourcentage, de 2008 à 2018 (graphique 1). La proportion d’hommes et de femmes ayant un emploi rémunéréNote propose un point de vue différent. Dès le milieu des années 2000, l’écart entre les sexes en ce qui concerne l’emploi rémunéré a diminué significativement (graphique 2), faisant en sorte que certains chercheurs ont conclu que la transition des femmes au sein du marché du travail est presque achevée (Goldin, 2006).

Graphique 1 Taux d’activité, selon le sexe, population âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1978 à 2018

Tableau de données du graphique 1 
Tableau de données du graphique 1
Taux d’activité, selon le sexe, population âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1978 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux d’activité. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux d'activité, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux d'activité
Hommes Femmes
pourcentage
1978 94,6 60,9
1988 93,8 75,8
1998 92,2 79,3
2008 91,9 83,3
2018 91,2 84,7

Graphique 2 Proportion de la population âgée de 20 à 54 ans ayant un emploi rémunéré, selon le sexe, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique 2 
Tableau de données du graphique 2
Proportion de la population âgée de 20 à 54 ans ayant un emploi rémunéré, selon le sexe, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Proportion de la population âgée de 20 à 54 ans ayant un emploi rémunéré. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux d'emploi, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux d'emploi
Hommes Femmes
pourcentage
1976 76,8 48,7
1977 76,2 49,4
1978 76,4 51,1
1979 76,7 52,6
1980 76,4 54,4
1981 75,2 56,3
1982 69,7 54,6
1983 69,8 56,1
1984 70,5 56,9
1985 71,2 58,7
1986 72,4 60,5
1987 73,5 62,1
1988 73,5 63,9
1989 73,5 64,5
1990 71,5 64,4
1991 68,5 63,8
1992 67,3 63,0
1993 67,1 62,5
1994 68,9 63,3
1995 68,8 63,3
1996 68,0 63,1
1997 68,8 63,7
1998 69,2 64,8
1999 69,9 65,6
2000 70,8 66,9
2001 70,7 67,7
2002 71,3 68,8
2003 71,2 69,8
2004 71,4 70,2
2005 71,5 69,5
2006 72,1 70,4
2007 71,3 71,0
2008 71,3 70,7
2009 68,5 69,5
2010 69,9 70,2
2011 71,2 70,2
2012 71,3 71,0
2013 71,3 70,7
2014 71,5 70,3
2015 71,7 70,4
2016 71,6 71,1
2017 72,8 71,5
2018 72,9 71,8

On continue tout de même de penser que les femmes entretiennent encore des liens plus ténus avec leur employeur et leur emploi, surtout au début de leur carrière. Les femmes dans la vingtaine et dans la trentaine vivent des événements de la vie, comme la maternité, qui font en sorte qu’elles sont plus susceptibles de devoir interrompre leurs activités professionnelles. Des données empiriques portent à croire que la carrière des femmes est interrompue plus souvent que celle des hommes, et ce, pendant plus longtemps (environ 1,5 anNote ). Malgré d’importants progrès réalisés quant à la répartition des responsabilités familiales, les femmes continuent d’être principalement responsables des soins aux enfants, consacrant deux fois plus d’heures hebdomadaires à ces activités que les hommesNote , travaillant plus souvent moins d’heures hebdomadaires et s’absentant du travail pour prendre soin des enfants et assumer d’autres responsabilités familialesNote Note .

La stabilité d’emploi a des répercussions sur un certain nombre de résultats sur le marché du travail, plus particulièrement l’accumulation de compétences propres à un emploi et les hausses de salaireNote . C’est la raison pour laquelle la stabilité d’emploi est un enjeu clé quand vient le temps de comprendre l’évolution des salaires des femmesNote . Si les femmes ont des relations d’emploi plus ténues que les hommes (ou si les femmes sont moins susceptibles de continuer à travailler pour leur employeur courant), la théorie concernant le capital humain propre à une entreprise permettrait de prédire que les femmes qui prévoient changer souvent d’emploi seraient plus susceptibles d’investir dans des compétences générales pouvant être utilisées dans le cadre de nombreux emplois, ou de choisir un emploi facile à obtenir ou pour lequel la cessation d’emploi est associée à peu ou pas de pénalitéNote . Si les femmes sont perçues comme étant plus susceptibles de quitter leur emploi ou de s’absenter du travail, les employeurs peuvent, de manière systématique, ne pas embaucher de femmes pour des emplois proposant une formation propre à l’entreprise et des possibilités d’avancementNote .

Alors que le débat sur l’écart salarial entre les sexesNote se poursuitNote , on discute moins souvent des différences entre les sexes en ce qui concerne la mobilité de la main-d’œuvre, c’est-à-dire la probabilité liée au fait de commencer un nouvel emploi, et la stabilité d’emploi, c’est-à-dire la probabilité qu’un emploi soit conservé pendant une période prescrite. Le présent article permet d’évaluer si les Canadiennes ont des liens plus faibles avec leur employeur par rapport à leurs homologues de sexe masculin, en mettant l’accent sur les tendances à long terme en ce qui concerne la stabilité des nouveaux emplois et des emplois en cours.

Les différences entre les sexes en ce qui concerne la mobilité de la main-d’œuvre et la stabilité d’emploi permettent de comprendre l’évolution de l’écart salarial entre les sexes au Canada. Tout d’abord, en raison de l’importance des différences entre les sexes au sein de la structure professionnelle pour comprendre l’écart salarial entre les sexes, des changements à long terme au profil de la profession des hommes et des femmes au Canada commencent par un profil évolutif des nouvelles embauches. Ensuite, puisque la stabilité d’emploi est associée à l’accumulation d’expérience et à des compétences propres à l’emploi, faisant en sorte que les salaires sont plus élevés, les différences entre les sexes en ce qui concerne la stabilité d’emploi peuvent être considérées comme un facteur crucial influant sur l’écart salarial entre les sexesNote .

Cet article vise à répondre à trois questions. Tout d’abord, les différences entre les sexes en ce qui concerne la mobilité de la main-d’œuvre et la stabilité d’emploi ont-elles été éliminées au fur et à mesure que les taux d’activité et d’emploi chez les femmes ont augmenté et que l’écart salarial entre les sexes s’est rétréci? Ensuite, les différences entre les sexes en ce qui concerne la mobilité de la main-d’œuvre et la stabilité d’emploi ont-elles évolué parmi différents groupes démographiques ou en fonction des caractéristiques de l’emploi? Enfin, que peut-on comprendre de l’écart salarial entre les sexes au Canada en évaluant les tendances en matière de mobilité de la main-d’œuvre et de stabilité d’emploi?

Le présent article s’appuie sur les données tirées de l’Enquête sur la population active. L’étude vise les travailleurs rémunérés de 20 à 54 ans qui n’étudient pas à temps plein. Le fait de limiter la comparaison permet de simplifier l’analyse, puisque cela minimise les répercussions éventuelles des changements relatifs à l’inscription à l’école et à l’âge de la retraite qui ont été apportés au cours de la période.

Mobilité de la main-d’œuvre

Au cours d’une année donnée, il y a une légère variation nette de l’emploi global, mais un nombre substantiel de travailleurs sont embauchés et quittent leur emploi. En 2018, 110 000 travailleurs de 20 à 54 ans ont intégré le marché du travail canadien. Cependant, 3,5 millions d’embauches et 3,3 millions de cessations d’emploi sous-tendaient cette légère variation nette de l’emploi. Les embauches (et les cessations d’emploi) tiennent compte des pressions exercées par l’offre et la demande sur le marché du travail. La restructuration industrielle et les tendances évolutives en matière de commerce mondial modifient la demande pour les produits ou services d’une entreprise, tandis que les changements technologiques peuvent influer sur le type de travailleur auquel une entreprise a recoursNote .

Le présent article vise à examiner le mouvement des travailleurs qui occupent de nouveaux emplois. Le taux d’embauche est calculé en divisant le nombre de personnes embauchées, c’est-à-dire les travailleurs comptant un maximum de six mois d’ancienneté auprès de leur employeur au cours des mois de référence de juin (entrée en fonction entre janvier et juin) et de décembre (entrée en fonction entre juillet et décembre), par le nombre moyen d’emplois rémunérés observés en juin et en décembre de l’année de référence. Ces personnes peuvent avoir été employées précédemment par une autre entreprise ou peuvent être entrées récemment ou revenues sur le marché du travail. L’EPA ne permet pas directement de faire cette distinction importante.

Le fait de commencer un nouvel emploi est une situation qui se produit relativement rarement au cours de la vie d’un travailleur. Le nombre attendu de nouveaux emplois qu’un travailleur pourrait avoir au cours de sa vie se chiffre à environ neufNote . La plupart des nouveaux emplois sont obtenus lorsque les travailleurs sont jeunes : en moyenne, près de six nouveaux emplois sont obtenus avant l’âge de 30 ans.

La présente section documente les tendances quant aux taux d’embauche des hommes et des femmes, de 1976 à 2018. On examine le profil des nouvelles embauches par profession détaillée. Selon les résultats de cette section, le profil des embauches est un bon indicateur de la structure professionnelle pendant la vie professionnelle d’une génération.

Aucune différence n’a été observée entre le taux d’embauche des hommes et celui des femmes

Examinons tout d’abord la probabilité d’avoir un nouvel emploiNote . D’importantes différences entre les sexes ont été observées au cours des années 1980 et à la suite de la récession de 2008-2009 (graphique 3) en ce qui concerne la proportion de la main-d’œuvre rémunérée qui a commencé un nouvel emploi au cours d’une année donnéeNote . Pendant les années 1980, le taux d’embauche plus élevé chez les femmes par rapport à celui des hommes a coïncidé avec une hausse considérable du nombre de femmes entrant sur le marché du travail et trouvant un emploi rémunéré. Au cours de cette période, le taux d’embauche chez les femmes a atteint un sommet, tandis qu’environ 4 femmes sur 10 étaient nouvellement embauchées en 1987Note . Le taux a commencé à diminuer peu après. Au début des années 1990, il n’y avait virtuellement aucune différence en ce qui concerne la proportion d’hommes et de femmes commençant un nouvel emploiNote .

À la suite de la récession de 2008-2009, d’importantes différences entre les sexes ont été observées. Au cours des années ayant suivi la récession, le niveau de l’emploi est rapidement revenu à celui observé avant la récessionNote . Les taux d’embauche des hommes ont affiché davantage de volatilité en 2008 et après 2008. Les taux d’embauche des hommes ont retrouvé rapidement le niveau observé avant la récession parce que les types d’emploi qu’occupent les hommes ont été touchés plus durement par la récession (comme les emplois en fabrication, dans le transport, des métiers et de la construction). Les taux d’embauche des femmes ont, au départ, baissé aussi rapidement que ceux des hommes, mais ont recommencé à augmenter plus lentement. Cette situation peut s’expliquer, en partie, par la surreprésentation des femmes dans des industries qui ont tendance à être moins cycliques (santé et enseignement). En 2018, les taux d’embauche des femmes et des hommes étaient semblables, soit 24,4 % et 25,1 %, respectivement.

Graphique 3 Taux d'embauche selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique 3 
Tableau de données du graphique 3
Taux d'embauche selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux d'embauche selon le sexe. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux d'embauche, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux d'embaucheTableau de Note 1
Hommes Femmes
pourcentage
1976 28,3 33,5
1977 28,4 33,2
1978 27,7 33,2
1979 28,7 35,1
1980 28,0 34,1
1981 29,2 35,9
1982 24,7 29,6
1983 29,1 31,8
1984 30,7 33,8
1985 31,5 35,0
1986 31,9 38,0
1987 33,5 38,6
1988 32,7 38,4
1989 31,6 36,7
1990 29,7 34,0
1991 28,4 30,5
1992 30,1 30,7
1993 29,2 30,0
1994 28,5 29,2
1995 27,7 27,8
1996 26,5 26,8
1997 26,8 26,4
1998 25,2 26,8
1999 25,6 26,5
2000 25,1 26,9
2001 23,4 25,4
2002 24,1 25,0
2003 23,9 24,6
2004 24,1 24,4
2005 25,3 24,0
2006 25,5 25,2
2007 26,0 25,7
2008 25,6 25,3
2009 21,9 22,2
2010 25,4 22,9
2011 26,1 23,7
2012 24,9 23,8
2013 24,3 22,4
2014 25,8 23,7
2015 24,4 23,3
2016 23,9 23,7
2017 25,3 23,6
2018 25,1 24,4

Les nouvelles embauches tiennent principalement compte des professions traditionnelles occupées par les hommes et les femmes

Les différences entre les sexes en ce qui concerne la profession continuent d’être remarquables, mais se sont atténuées. Les femmes sont moins surreprésentées dans les emplois de bureau, et ont fait d’importants progrès dans les professions libérales. La perte des emplois en fabrication et en production principalement occupés par des hommes et leur représentation accrue dans les emplois du secteur des services ont également réduit la différence en ce qui concerne les professions exercées par les hommes et les femmesNote .

Les changements à long terme aux profils de profession des travailleurs canadiens commencent par un profil évolutif des nouvelles embauches. Les données dans le tableau 1 montrent qu’il y avait très peu de changement pour la majorité des professions lorsqu’on compare les nouvelles embauches d’hommes et de femmes au cours d’une période de 20 ans; les hommes et les femmes sont embauchés pour des emplois qui sont le reflet de leurs professions traditionnelles. Il s’agit d’un résultat important, puisque le niveau de scolarité croissant, particulièrement chez les femmes au Canada, n’était pas accompagné d’un changement dans la répartition des hommes et des femmes entre les professionsNote .

Parmi les nouvelles embauches, les hommes continuent d’être embauchés principalement dans le cadre de postes affichant un taux de roulement élevé, comme les métiers, le transport et la machinerie. Ces professions représentaient environ 30 % des nouvelles embauches en 1998 et en 2018. Environ la moitié des femmes ont été embauchées dans le cadre de postes non professionnels dans les secteurs des affaires et des finances et de postes dont le taux de roulement est élevé, comme les ventes, les services et le soutien.


Tableau 1
Profil des nouvelles embauches par profession détaillée, travailleurs rémunérés âgés de 20 à 54 ans, Canada, 1997-1998 et 2017-2018Tableau 1 Note 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Profil des nouvelles embauches par profession détaillée Répartition des nouvelles embauches, Répartition de l'emploi, Taux d'embauche, Pourcentage de femmes, 1997-1998, 2017-2018, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Répartition des nouvelles embauches Répartition de l'emploi Taux d'embaucheTableau 1 Note 2 Pourcentage de femmesTableau 1 Note 3
1997-1998 2017-2018 1997-1998 2017-2018 1997-1998 2017-2018 1997-1998 2017-2018
Hommes Femmes Hommes Femmes Hommes Femmes Hommes Femmes
pourcentage pourcentage pourcentage pourcentage
Ensemble des occupations 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 26,3 24,6 46,4 48,2
Gestion 5,5 5,8 4,6 3,2 13,3 9,3 10,9 6,5 12,9 11,1 37,7 35,6
Gestion des affaires et finance : Professionnel 2,3 2,9 3,2 5,2 3,1 3,7 3,7 5,3 20,3 22,7 50,7 57,3
Gestion des affaires et finance : Non-professionnel 6,2 19,4 6,0 17,9 6,7 23,5 5,9 17,7 22,5 24,7 74,9 73,7
Sciences naturelles et appliquées : Professionnel 5,7 1,4 6,7 2,6 5,5 1,6 7,7 2,8 26,3 22,0 19,9 24,8
Sciences naturelles et appliquées : Technique 4,3 1,7 4,9 1,9 4,3 1,4 5,3 1,8 27,3 24,0 22,0 23,8
Secteur de la santé : Professionnel 0,8 2,5 0,9 3,3 1,2 5,0 1,6 6,3 13,6 13,1 77,9 78,7
Secteur de la santé : Technique et soutien 0,6 3,2 1,0 5,8 0,9 5,0 1,3 7,4 17,2 18,7 82,8 83,8
Services d'enseignement : Professionnel 2,1 4,6 2,1 4,5 2,8 5,5 2,6 6,6 20,9 17,3 63,3 70,0
Droit et services gouvernementaux, sociaux et communautaires : Professionnel 1,2 1,8 1,5 2,5 1,6 2,2 1,8 3,7 20,1 17,5 53,7 65,7
Paraprofessionnel des services juridiques, sociaux, communautaires et de l'enseignement ; protection public de première ligne ; dispensateurs/dispensatrices de soins 1,3 8,5 1,0 7,9 2,1 6,6 2,2 7,6 29,2 21,8 72,7 76,7
Arts, culture, sports et loisirs 2,6 3,3 2,8 3,2 2,3 2,8 2,4 3,1 30,3 26,4 51,1 54,2
Supervision des ventes au détail et personnel des ventes spécialisées 5,5 5,9 6,2 5,3 5,4 6,1 6,6 7,6 26,2 20,1 49,4 51,4
Représentants/représentantes de ventes et de services 7,5 16,6 8,9 16,8 5,6 10,9 6,9 10,7 38,5 35,8 62,7 59,2
Soutien des ventes et en service 7,2 12,0 8,2 12,9 4,9 8,7 5,2 7,7 37,3 39,8 60,5 58,0
Métiers, transport et machinerieTableau 1 Note 4 30,6 2,7 30,6 2,6 26,9 1,7 26,3 2,0 32,4 29,4 5,7 6,4
Métiers de l'électricité, de la construction et des industries 11,0 Note F: trop peu fiable pour être publié 11,2 Note F: trop peu fiable pour être publié 9,4 Note F: trop peu fiable pour être publié 9,8 Note F: trop peu fiable pour être publié 30,5 29,0 3,7 3,7
Opération d'équipement de transport et de machinerie lourde et autre personnel assimilé à l'entretien 8,3 Note F: trop peu fiable pour être publié 7,6 Note F: trop peu fiable pour être publié 6,5 Note F: trop peu fiable pour être publié 6,0 Note F: trop peu fiable pour être publié 33,3 31,7 7,7 7,9
Autres 12,6 Note F: trop peu fiable pour être publié 11,8 Note F: trop peu fiable pour être publié 11,0 Note F: trop peu fiable pour être publié 10,5 Note F: trop peu fiable pour être publié 30,3 29,0 5,6 8,0
Ressources naturelles, agriculture et production connexe 6,6 1,9 5,0 1,3 3,3 0,8 3,2 0,7 53,4 40,7 17,0 16,2
Fabrication et services d'utilité publique 9,0 6,1 6,6 3,1 10,1 5,2 6,5 2,7 25,6 26,1 30,9 27,7

Une attention particulière est accordée à la proportion de femmes dans les domaines des sciences, des technologies, du génie et des mathématiques (STGM). La proportion de femmes embauchées dans le cadre de professions libérales en sciences naturelles et appliquéesNote a quasiment doublé pour passer de 1,4 % en 1997-1998 à 2,6 % en 2017-2018. Même si ces chiffres semblent faibles au chapitre des nouvelles embauches, leur effet cumulatif est important : la représentation de femmes dans ces professions a augmenté pour passer de 19,9 % en 1997-1998 à 24,8 % en 2017-2018Note . Les femmes exerçant des professions libérales en affaires et en finances, et celles œuvrant en droit vivent une expérience semblable.

Stabilité d’emploi

La qualité de l’emploi comprend le salaire, les heures et la durée de l’emploi. Même s’il existe des preuves empiriques substantielles sur les écarts entre les sexes ayant trait au salaire et au nombre d’heures, il y a peu de renseignements sur les différences entre les sexes en ce qui concerne la stabilité d’emploi. Le présent article met l’accent sur les mesures privilégiées de la stabilité d’emploi qui se fondent sur les taux de maintien en poste ou la probabilité conditionnelle qu’un emploi soit maintenu pendant une période précisée parce que le travailleur a atteint un certain niveau d’ancienneté (voir la section Sources des données, méthodes et définitions)Note .

La stabilité d’emploi a des répercussions sur un certain nombre de résultats sur le marché du travail, plus particulièrement l’accumulation de compétences propres à un emploi et les hausses de salaireNote . C’est la raison pour laquelle la stabilité d’emploi est un enjeu clé quand il s’agit de comprendre l’évolution des salaires. La présente section permettra de mieux comprendre les tendances en matière de stabilité d’emploi chez les hommes et les femmes autant dans le cas des nouveaux emplois que dans le cas des emplois en coursNote .

Si les femmes ont des relations d’emploi moins durables que les hommes (ou si les femmes sont moins susceptibles de continuer à travailler pour leur employeur courant), la théorie de Becker concernant le capital humain propre à une entreprise prédirait que les femmes qui prévoient changer souvent d’emploi seraient plus susceptibles d’investir dans des compétences générales qui peuvent être utilisées dans le cadre de nombreux emplois, ou de choisir un emploi facile à obtenir ou pour lequel la cessation d’emploi est associée à peu ou pas de pénalitéNote . Si les employeurs font preuve de « discrimination statistique », la perception du fait que les femmes sont « moins stables » pourrait inciter les employeurs à ne pas embaucher, de manière systématique, des femmes pour des emplois proposant une formation propre à l’entreprise et des possibilités d’avancementNote . Il ressort de ces considérations que si les femmes sont moins attachées à leur employeur, leurs salaires seraient aussi probablement moins élevés.

Les femmes sont tout aussi susceptibles que les hommes de continuer à travailler pour leur employeur courant

Les données montrent que les femmes sont plus susceptibles que les hommes de conserver un emploi l’année suivante. Environ 55,0 % des femmes ayant commencé un nouvel emploi à la fin des années 1970 (de 1977 à 1978) ont conservé leur emploi l’année suivante, par rapport à 47,2 % des hommes (graphique 4). Tout au long des années 1990, le taux de maintien en poste d’un an a augmenté dans le cadre d’un nouvel emploi. En 1998, la moitié des hommes (50,6 %) et des femmes (56,1 %) ayant commencé un nouvel emploi avaient conservé leur emploi l’année suivante. Tandis que la stabilité d’emploi a augmenté chez les hommes et les femmes tout au long des années 2000, la différence entre les sexes en ce qui concerne la stabilité d’emploi est demeurée constante. Cependant, en 2018, l’écart entre les sexes avait disparu en raison d’une hausse de la stabilité d’emploi chez les hommes depuis 2015Note .

Graphique 4 Taux de maintien en poste sur un an, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1977 à 2018

Tableau de données du graphique 4 
Tableau de données du graphique 4
Taux de maintien en poste sur un an, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1977 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux de maintien en poste, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux de maintien en posteTableau de Note 1
Hommes Femmes
pourcentage
1977-1978 47,2 55,0
1987-1988 39,7 44,4
1997-1998 52,3 56,7
2007-2008 52,8 60,0
2017-2018 59,2 60,8

Des tendances semblables ont été observées en ce qui concerne la probabilité de maintenir un nouvel emploi sur cinq ans (graphique 5). Les femmes sont légèrement plus susceptibles que les hommes de conserver un nouvel emploi pendant les cinq années suivantes. Les hommes et les femmes ont affiché des hausses modestes du taux de maintien en poste sur cinq ans pendant la période. De 2005 à 2009, la différence entre les sexes en ce qui concerne la stabilité d’emploi a atteint un sommet, tandis qu’environ 25,5 % des hommes et 28,9 % des femmes ayant commencé un nouvel emploi l’ont conservé pendant les cinq années suivantes.

Graphique 5 Taux de maintien en poste sur cinq ans dans le cadre de nouveaux emplois, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1980 à 2014

Tableau de données du graphique 5 
Tableau de données du graphique 5
Taux de maintien en poste sur cinq ans dans le cadre de nouveaux emplois, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1980 à 2014
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur cinq ans dans le cadre de nouveaux emplois Taux de maintien en poste, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux de maintien en poste
Hommes Femmes
pourcentage
1980-1984 22,7 25,2
1985-1989 20,8 23,5
1990-1994 22,3 24,8
1995-1999 25,0 25,9
2000-2004 24,8 27,4
2005-2009 25,5 28,9
2010-2014 26,2 28,3

Le graphique 6 montre le taux de maintien en poste moyen sur un an pour tous les emplois en cours pour les hommes et les femmes séparément. Conformément aux données de Heisz (2005) et de Brochu (2013), les données montrent une tendance contracyclique évidente avant le milieu des années 1990. Pendant les années 1990, les taux de maintien en poste ont augmenté, et sont demeurés élevés. Au cours des années 2000, les taux de maintien en poste ont légèrement baissé jusqu’en 2008, et ont ensuite faiblement augmenté, tenant possiblement compte du fait qu’il y avait moins de possibilités d’emploi offertes pendant des récessions.

Au cœur de cet article, le taux de maintien en poste sur un an chez les femmes est semblable à celui des hommes. Dès 2003, le taux de maintien en poste sur un an chez les femmes était légèrement supérieur à celui des hommes. Cette situation était principalement attribuable à une baisse relative plus importante du taux moyen de maintien en poste sur un an chez les hommes. Il reste un élément cyclique discret de la récession de 2008-2009 : les travailleurs sont plus susceptibles de conserver leur emploi puisque le nombre de possibilités d’emploi est inférieur (Brochu, 2013).

Graphique 6 Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique 6 
Tableau de données du graphique 6
Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux de maintien en poste, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux de maintien en poste
Hommes Femmes
pourcentage
1976 78,9 76,0
1977 79,9 78,2
1978 79,2 76,5
1979 79,1 77,4
1980 76,8 75,6
1981 75,3 75,8
1982 79,5 80,1
1983 78,8 77,3
1984 77,6 77,2
1985 77,9 75,3
1986 76,9 74,6
1987 75,0 73,8
1988 76,5 74,5
1989 75,4 75,4
1990 76,0 77,3
1991 76,9 77,4
1992 78,6 79,0
1993 80,7 80,9
1994 78,7 79,8
1995 78,9 79,9
1996 79,7 80,2
1997 79,1 79,7
1998 80,1 79,8
1999 79,8 79,8
2000 79,1 79,8
2001 81,2 80,9
2002 79,5 81,2
2003 79,4 80,1
2004 78,4 79,7
2005 78,6 80,3
2006 76,8 79,3
2007 77,7 78,9
2008 77,2 80,0
2009 80,7 82,5
2010 79,3 80,7
2011 78,6 81,0
2012 78,7 80,6
2013 78,4 80,3
2014 79,0 80,5
2015 79,5 81,3
2016 79,6 80,8
2017 78,7 80,0
2018 79,3 80,8

Les résultats selon l’âge et le niveau de scolarité (tableau 2) montrent le résultat attendu pour les hommes et les femmes, c’est-à-dire que les taux de maintien en poste sont supérieurs chez les travailleurs plus âgés que les travailleurs plus jeunes, et supérieurs chez les personnes ayant un grade universitaire que celles ayant un diplôme d’études secondaires ou n’ayant pas terminé leurs études secondaires. Il existe très peu de différence entre les sexes en ce qui concerne les taux de maintien en poste selon l’âge ou le niveau de scolarité. L’écart selon l’âge en ce qui concerne les taux de maintien en poste a diminué chez les hommes et les femmes, de 1998 à 2018, en raison d’une hausse des taux de maintien en poste des travailleurs plus jeunes et d’une baisse chez les travailleurs plus âgés. La baisse du taux de maintien en poste des femmes ayant un diplôme d’études secondaires a favorisé l’écart croissant en ce qui concerne les taux de maintien en poste en fonction des niveaux de scolarité des femmes.


Tableau 2
Taux de maintien en poste sur un anTableau 2 Note 1, tous les emplois en cours, selon le sexe et des caractéristiques sélectionnées, travailleurs rémunérés âgés de 20 à 54 ans, Canada, 1997-1998 et 2017-2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an Hommes, Femmes, 1997-1998 et 2017-2018, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Hommes Femmes
1997-1998 2017-2018 1997-1998 2017-2018
pourcentage pourcentage
Globale 79,6 79,0 79,7 80,4
Âge
20 à 29 ans 61,1 63,4 61,0 63,2
30 à 39 ans 80,7 82,5 81,0 83,4
40 à 54 ans 90,0 86,9 91,2 88,5
Éducation
Études secondaires ou moins 76,3 75,4 77,5 76,1
Diplôme ou certificat d'études postsecondaires 79,9 78,8 81,0 79,9
Grade universitaire 83,7 82,5 81,7 83,0

En résumé, il existe peu de différence en ce qui concerne la stabilité d’emploi globale, comme le mesurent les taux de maintien en poste moyen sur un an, les taux de maintien en poste sur un an des nouveaux emplois et les taux de maintien en poste sur cinq ans des nouveaux emplois, entre les hommes et les femmes au cours de la période de 1998 à 2018.

La prochaine partie porte sur les tendances relatives aux taux de maintien en poste sur un an des sous-groupes de caractéristiques démographiques et d’emploi. Des comparaisons réalisées pour une période de 20 ans, une période suffisamment longue pour permettre à de nouvelles cohortes de travailleurs d’entrer sur le marché du travail et à des cohortes plus vieilles de quitter le marché du travail, fournissent des données probantes sur les tendances récentes observées sur le marché du travail canadienNote .

Chez les travailleurs à temps partiel, la stabilité d’emploi est supérieure chez les femmes par rapport aux hommes

Alors que la majorité des hommes et des femmes travaillent à temps plein, un nombre supérieur de femmes que d’hommes travaillent à temps partielNote . La décision de travailler à temps partiel ou à temps plein tient compte d’un vaste éventail de facteurs, dont les responsabilités familiales, les possibilités d’emploi, les obligations financières, les préférences relatives à l’horaire de travail et l’équilibre entre le travail et la vie personnelle.

Par rapport au travail à temps partiel, le travail à temps plein est associé à des niveaux de stabilité d’emploi supérieurs chez les hommes et les femmes, c’est-à-dire qu’environ 4 travailleurs à temps plein sur 5 sont demeurés auprès de leur employeur au cours de l’année suivante (graphique 7). En revanche, les femmes qui travaillent à temps partiel sont beaucoup plus susceptibles de conserver leur emploi auprès de leur employeur que les hommes qui travaillent à temps partiel (69,8 % et 59,0 %, respectivement). L’écart en matière de stabilité d’emploi entre les travailleurs à temps plein et ceux à temps partiel est plus faible chez les femmes (12,7 points de pourcentage) que chez les hommes (21,5 points de pourcentage).

Graphique 7 Taux de maintien en poste sur un an pour un emploi à temps plein et à temps partiel, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 2017-2018

Tableau de données du graphique 7 
Tableau de données du graphique 7
Taux de maintien en poste sur un an pour un emploi à temps plein et à temps partiel, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 2017-2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an pour un emploi à temps plein et à temps partiel Taux de maintien en poste, Temps plein et Temps partiel, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux de maintien en poste
Temps plein Temps partiel
pourcentage
Hommes 80,5 59,0
Femmes 82,5 69,8

Le taux plus élevé de maintien en poste chez les femmes travaillant à temps partiel tient compte de nombreux facteurs. Premièrement, puisqu’une proportion plus élevée d’hommes que de femmes travaillaient à temps partiel de manière involontaire (24,5 % par rapport à 12,8 % en 2018), c’est-à-dire que les hommes souhaitaient avoir un emploi à temps plein et en cherchaient un, il n’est pas surprenant que les hommes soient plus susceptibles de quitter leur employeur courant s’ils reçoivent une offre d’emploi à temps plein. Deuxièmement, on considère souvent que le travail à temps partiel chez les femmes est une façon d’établir un équilibre entre les responsabilités familiales et le travail. Environ le quart des femmes ont indiqué qu’elles travaillent à temps partiel pour être en mesure d’assurer les soins aux enfants, par rapport à 4,0 % des hommes. Les femmes sont susceptibles de demeurer à l’emploi de leur employeur courant si elles sont satisfaites de leurs conditions de travail. Troisièmement, les différences entre les sexes dans les profils de profession des travailleurs à temps partiel ont des répercussions importantes sur le taux de maintien en poste agrégé déclaré dans le graphique 7. Une proportion substantielle de travailleurs à temps partiel, de sexe masculin et de sexe féminin, qui ont un emploi à faible revenu et un faible niveau de compétences font face à un taux de roulement élevé (comme mentionné précédemment) et à un taux de maintien en poste inférieur à la moyenne (comme mentionné plus loin). Chez les femmes, le travail à temps partiel est également concentré dans les secteurs professionnels et techniques qui offrent une stabilité d’emploi supérieure. Le fait qu’un sous-groupe de travailleuses à temps partiel affiche une stabilité d’emploi supérieure peut expliquer, en partie, le fait que les femmes qui travaillent à temps partiel affichent des taux de maintien en poste supérieurs à ceux des hommes dans la même situation.

Les professions à prédominance féminine offrent, en moyenne, une stabilité d’emploi accrue par rapport aux emplois à prédominance masculine

Le tableau 3 montre que les taux de maintien en poste varient selon la profession. Les professions à prédominance féminine (82,9 %), c’est-à-dire les professions où la proportion de travailleuses est supérieure à 70 %, affichent, en moyenne, une stabilité d’emploi accrue par rapport aux professions à prédominance masculine (76,7 %). Si l’on examine les professions détaillées, les professions à prédominance féminine en santé (87,0 %) et en enseignement (92,5 %) affichent des niveaux de stabilité d’emploi supérieurs par rapport aux professions du secteur des métiers, du transport et de la machinerie, à prédominance masculine. L’écart en ce qui concerne les taux de maintien en poste est encore plus élevé pour les nouveaux emplois, atteignant dans ce cas-ci 10 points de pourcentage en moyenne (62,0 % par rapport à 52,0 %).

Lorsque les femmes ont un emploi dans une profession à prédominance masculine, leur taux moyen de maintien en poste sur un an est semblable à celui des hommes (environ 76 %). Lorsque les hommes ont un emploi dans une profession à prédominance féminine, leur taux moyen de maintien en poste sur un an est semblable à celui des femmes (environ 83 %). Cette situation porte à croire que les compétences et les responsabilités de la profession ont de plus grandes répercussions sur le taux de maintien en poste propre à la profession que l’identité de la personne qui exerce cette profession.


Tableau 3
Taux de maintien en poste sur un anTableau 3 Note 1, selon la profession détaillée, travailleurs rémunérés âgés de 20 à 54 ans, Canada, 2017-2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an. Les données sont présentées selon Professions (titres de rangée) et Pourcentage de femmes, Moyenne du taux de maintien en poste sur un an, Tous les emplois en cours et Commencent un nouvel emploi, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Professions Pourcentage de femmesTableau 3 Note 3 Moyenne du taux de maintien en poste sur un an
Tous les emplois en cours Commencent un nouvel emploi
pourcentage
Gestion 35,6 89,8 91,8
Gestion des affaires et finance : Professionnel 57,3 84,0 76,1
Gestion des affaires et finance : Non-professionnel 73,7 79,0 56,8
Sciences naturelles et appliquées : Professionnel 24,8 83,3 72,7
Sciences naturelles et appliquées : Technique 23,8 81,6 62,6
Secteur de la santé : Professionnel 78,7 87,0 73,6
Secteur de la santé : Technique 83,8 85,8 77,2
Services d'enseignement : Professionnel 70,0 92,5 68,3
Droit et services gouvernementaux, sociaux et communautaires : Professionnel 65,7 80,8 82,1
Paraprofessionnel des services juridiques, sociaux, communautaires et de l'enseignement ; protection public de première ligne ; dispensateurs/dispensatrices de soins 76,7 78,2 65,5
Arts, culture, sports et loisirs 54,2 70,6 59,7
Supervision des ventes au détail et personnel des ventes spécialisées 50,6 82,0 75,5
Représentants/représentantes de ventes et de services 59,2 71,4 64,3
Soutien des ventes et en service 58,0 68,5 57,1
Métiers, transport et machinerie 8,0 76,3 49,8
Ressources naturelles, agriculture et production connexe 16,2 73,7 44,7
Fabrication et services d'utilité publique 27,7 78,9 57,7
Professions à prédominance féminine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 82,9 62,0
Professions à prédominance masculine Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 76,7 52,0
Professions mixtesTableau 3 Note 2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 77,9 61,0

Des cohortes plus récentes de femmes affichent une stabilité d’emploi supérieure à celle de cohortes plus âgées.

Il a clairement été démontré que le moment où une cohorte entre sur le marché du travail a une incidence sur les résultats sur le marché du travail, comme une hausse des taux d’activité chez les femmes (Schirle, 2008) et la diminution de l’écart salarial entre les hommes et les femmes (Baker et Drolet, 2010). Le graphique 8 montre les taux moyens de maintien en poste sur un an des emplois en cours selon des cohortes sélectionnées de femmes.

Des cohortes plus récentes de femmes semblent afficher une stabilité d’emploi supérieure à celle de cohortes plus âgées, après l’âge de 35 ansNote . Les variations en ce qui concerne la stabilité d’emploi semblent tenir compte du fait que les différentes cohortes font l’expérience de hauts et de bas dans le cadre du cycle économique à différents âgesNote . Les personnes qui sont entrées sur le marché du travail à la fin des années 1980 vivent une récession très peu de temps (au cours des cinq années suivantes) après être entrées sur le marché du travail, par rapport à celles qui sont entrées sur le marché du travail à la fin des années 1990 (qui ont vécu un ralentissement économique à la fin de la vingtaine ou au début de la trentaine). La reprise lente au cours des années 1990, les modifications apportées aux politiques en matière de congé parental et de maternité au début des années 2000 et le fait que les hommes ont été plus durement touchés lors de la récession de 2008-2009 peuvent expliquer, en partie, les différences en ce qui concerne la stabilité d’emploi entre ces deux cohortes.

Dans le graphique 8, on peut observer un point intéressant, c’est-à-dire que la cohorte de 1987-1988 ne subit pas de hausse aussi fulgurante de son taux de maintien en poste sur un an à la fin de la vingtaine et au début de la trentaine par rapport aux autres cohortes. Ces observations pourraient-elles être associées à la présence de jeunes enfants à la maison?

Graphique 8 Taux de maintien en poste sur un an, tous les emplois en cours, femmes, main-d’œuvre rémunérée, selon la cohorte, Canada, années sélectionnées

Tableau de données du graphique 8 
Tableau de données du graphique 8
Taux de maintien en poste sur un an, tous les emplois en cours, femmes, main-d’œuvre rémunérée, selon la cohorte, Canada, années sélectionnées
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux de maintien en poste, 20 à 24 ans, 25 à 29 ans, 30 à 34 ans, 35 à 39 ans, 40 à 44 ans, 45 à 49 ans et 50 à 54 ans, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux de maintien en posteTableau de Note 1
20 à 24 ans 25 à 29 ans 30 à 34 ans 35 à 39 ans 40 à 44 ans 45 à 49 ans 50 à 54 ans
pourcentage
1987-1988 48,1 70,5 78,2 82,4 81,4 84,6 87,6
1997-1998 48,2 73,2 80,1 85,7 90,0 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
2007-2008 48,6 73,0 81,2 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer

Il existe peu de différences entre les mères et les pères de jeunes enfants qui demeurent auprès de leur employeur courant

La présence de jeunes enfants exerce encore une influence sur la décision des femmes au Canada en ce qui concerne leur emploi, mais dans une portée moindre que dans le passé. Comme c’est le cas lors des décennies antérieures, en 2018, les mères de jeunes enfants (âgés de 5 ans ou moins) ont continué d’afficher des taux d’emploi moins élevés (72,2 %) par rapport aux femmes sans enfant (83,2 %) ou aux autres mères (82,0 %). De 1998 à 2018, leur taux d’emploi a augmenté de 7,8 points de pourcentage. La présence d’enfants et l’âge des enfants les plus jeunes avaient moins de répercussions sur les taux d’emploi des hommesNote .

Graphique 9 Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours des parents ayant au moins un enfant âgés de 5 ans ou moins, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, années sélectionnées

Tableau de données du graphique 9 
Tableau de données du graphique 9
Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours des parents ayant au moins un enfant âgés de 5 ans ou moins, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, années sélectionnées
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de maintien en poste sur un an pour tous les emplois en cours des parents ayant au moins un enfant âgés de 5 ans ou moins 1987-1988, 1997-1998, 2007-2008 et 2017-2018, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
1987-1988 1997-1998 2007-2008 2017-2018
pourcentage
Hommes ayant au moins un enfant âgés de 5 ans ou moins 80,0 79,5 83,1 83,4
Femmes ayant au moins un enfant âgés de 5 ans ou moins 72,5 78,9 81,3 84,5

Le point de vue traditionnel laisse entendre que les rôles liés au sexe au sein du ménage et la responsabilité toujours plus élevée des femmes en ce qui concerne le travail non marchand ont des répercussions négatives sur leur participation à la vie active. Avant l’entrée en vigueur de lois sur les congés parentaux prolongés au début des années 2000, en raison de la naissance d’un enfant, un nombre accru de femmes ont probablement quitté leur emploi en cours, en se retirant complètement de la vie active ou en obtenant un emploi plus favorable à la familleNote . À la fin des années 1980, les femmes qui avaient de jeunes enfants affichaient une probabilité inférieure quant au fait de rester auprès de leur employeur par rapport à leurs pairs en 2018 (72,5 % par rapport à 84,5 %). Cela va de pair avec d’autres résultats, c’est-à-dire que 90 % des nouvelles mères en 2017 qui envisageaient de retourner au travail au cours des 18 mois suivants prévoyaient retourner travailler auprès du même employeurNote Note .

Fait tout aussi important, on n’observait plus aucune différence significative en ce qui concerne le taux de maintien en poste des mères et des pères de jeunes enfants (graphique 9). Cette situation peut s’expliquer de différentes façons. Premièrement, du point de vue du capital humain, les mères et les pères de jeunes enfants peuvent désormais partager davantage de caractéristiques semblables que dans le passéNote . Deuxièmement, l’offre de congés de maternité et de congés parentaux pourrait signaler que de vastes changements sont apportés dans les milieux de travail et sur le marché du travail, réduisant ainsi les obstacles et la discrimination auxquels les mères font face. Troisièmement, les changements au fil du temps au taux de maintien en poste des femmes soulèvent la question de biais de sélection. Les taux d’emploi évolutifs des jeunes mères constitueraient un biais de sélection si les mères au travail au cours des années 1980 étaient différentes des mères au travail au cours des années 2010. La mère d’aujourd’hui qui a un emploi peut être « sélectionnée de manière positive pour un emploi », en raison de son niveau de scolarité supérieur, ce qui entraîne une hausse du coût relatif du fait de quitter son emploi auprès de l’employeur courant ou de quitter temporairement le marché du travail.

Données sur le ratio du salaire entre les hommes et les femmes

Les différences salariales entre les hommes et les femmes persistent, en plus d’être répandues. Le ratio du salaire entre les hommes et les femmes, c’est-à-dire le ratio du salaire horaire moyen des femmes par rapport à celui des hommes, chez les travailleurs de 20 à 54 ans n’a pas encore atteint la parité (même s’il a augmenté pour passer de 81,8 % en 1998 à 87,5 % en 2018)Note . Selon les résultats de Pelletier, Patterson et Moyser (2019), la proportion par profession a augmenté pour passer de 1,8 % de l’écart salarial en 1998 à 5,1 % de l’écart salarial plus petit de 2018. Même si la formation d’appoint a favorisé le rétrécissement de l’écart entre les deux années, les salaires des hommes ont augmenté plus rapidement que ceux des femmes dans un certain nombre de professions.

Les différences en ce qui concerne l’expérience de travail réelle et la participation à la vie active sont au centre des discussions sur l’écart salarial entre les hommes et les femmes. Les différences en ce qui concerne l’expérience de travail réelle représentent une proportion substantielle, mais à la baisse, de l’écart salarial entre les hommes et les femmesNote . En plus de l’expérience de travail réelle, les différences entre les sexes en ce qui concerne les responsabilités domestiques, les absences au travail, la formation et les possibilités d’avancement peuvent expliquer, en partie, l’écart salarial entre les hommes et les femmesNote .

Le présent article a montré qu’en grande partie les Canadiennes et les Canadiens sont tout aussi mobiles les uns que les autres et que leurs emplois sont tout aussi stables. Qu’est-ce que cette situation peut nous dire au sujet du ratio du salaire entre les hommes et les femmes?


Tableau 4
Ratios du salaire entre les hommes et les femmesTableau 4 Note 1 selon la profession, groupes sélectionnés de travailleurs rémunérés de 20 à 54 ans, Canada, 2012-2013 et 2017-2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Ratios du salaire entre les hommes et les femmes selon la profession. Les données sont présentées selon Professions (titres de rangée) et Travailleurs en 2012-2013 qui ne sont pas dans un nouvel emploi, Travailleurs qui ont commencé un nouvel emploi en 2012-2013, Travailleurs qui on commencé un nouvel emploi en 2012-2013 et qui l'ont conservé pendant les cinq années suivantes en 2017-2018 et Tout travailleurs en 2017-2018, calculées selon ratio unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Professions Travailleurs en 2012-2013 qui ne sont pas dans un nouvel emploi Travailleurs qui ont commencé un nouvel emploi en 2012-2013 Travailleurs qui on commencé un nouvel emploi en 2012-2013 et qui l'ont conservé pendant les cinq années suivantes en 2017-2018 Tout travailleurs en 2017-2018
ratio
Gestion 0,859Note *** 0,907Note ** 0,858Note *** 0,897Note ***
Gestion des affaires et finance : Professionnel 0,868Note *** 1,037 0,861Note *** 0,879Note ***
Gestion des affaires et finance : Non-professionnel 0,917Note *** 0,966 0,884Note *** 0,907Note ***
Sciences naturelles et appliquées : Professionnel 0,932Note *** 0,831Note ** 0,958 0,918Note ***
Sciences naturelles et appliquées : Technique 0,886Note *** 0,943 0,801Note *** 0,907Note ***
Secteur de la santé : Professionnel 0,972 1,040 1,008 0,977
Secteur de la santé : Technique 0,919Note *** 0,990 0,905Note ** 0,902Note ***
Services d'enseignement : Professionnel 0,947Note *** 1,006 0,851Note ** 0,892Note ***
Droit et services gouvernementaux, sociaux et communautaires : Professionnel 0,895Note *** 0,934 0,867Note ** 0,946
Paraprofessionnel des services juridiques, sociaux, communautaires et de l'enseignement ; protection public de première ligne ; dispensateurs/dispensatrices de soins 0,662Note *** 0,870Note *** 0,649Note *** 0,646Note ***
Arts, culture, sports et loisirs 0,914Note *** 0,920 0,910 0,901Note ***
Supervision des ventes au détail et personnel des ventes spécialisées 0,861Note *** 0,870Note *** 0,889Note ** 0,890Note ***
Représentants/représentantes de ventes et de services 0,806Note *** 0,864Note *** 0,824Note *** 0,819Note ***
Soutien des ventes et en service 0,862Note *** 0,905Note *** 0,821Note *** 0,906Note ***
Métiers, transport et machinerie 0,793Note *** 0,752Note *** 0,881Note *** 0,791Note ***
Ressources naturelles, agriculture et production connexe 0,662Note *** 0,743Note *** 0,641Note *** 0,711Note ***
Fabrication et services d'utilité publique 0,750Note *** 0,770Note *** 0,755Note *** 0,762Note ***

En premier lieu, les ratios du salaire entre les hommes et les femmes sont supérieurs (c’est-à-dire que l’écart est plus faible) chez les nouveaux employés qu’au sein de l’ensemble de la main-d’œuvre. Les hommes nouvellement embauchés gagnaient plus que les femmes nouvellement embauchées dans certaines professions, mais pas toutes (tableau 4). De nombreuses professions, comme celles en affaires et en finances, en santé, en enseignement et en droit, ont observé peu de différence ou aucune différence quant aux ratios du salaire entre les hommes et les femmes. Cela peut s’expliquer par le fait que les hommes et les femmes doivent avoir des qualifications semblables (en ce qui a trait à l’expérience et à la scolarité) pour obtenir un emploi dans la profession en question. Certaines différences initiales en ce qui concerne le salaire peuvent être associées au fait que les femmes sont moins susceptibles de négocier leur rémunération ou d’opter pour différents types de rémunérationNote .

En deuxième lieu, l’écart salarial étroit entre les hommes et les femmes chez les nouvelles embauches n’avait pas un effet durable. Cinq ans après le début d’un nouvel emploi, l’écart salarial entre les hommes et les femmes s’était élargi dans la plupart des groupes professionnels plus détaillés. Par exemple, dans le cas du personnel professionnel en gestion des affaires et en finance, il n’y avait aucune différence salariale chez les hommes et les femmes nouvellement embauchés. Cinq ans plus tard, le ratio diminuait à 86,1 % (ou l’écart augmentait à 13,9 %). Des chiffres semblables sont notés pour les professions de l’enseignementNote . Les écarts salariaux peuvent grandir, au fur et à mesure que le temps passé auprès de l’employeur augmente, si les hommes et les femmes sont employés à différents niveaux de la hiérarchie au sein de la profession cinq ans plus tardNote , si les femmes (hommes) reçoivent une formation moindre (supérieure) liée à l’emploi, si les hommes affichent un taux de rendement supérieur pour chaque année d’ancienneté par rapport aux femmesNote ou si les hommes et les femmes affichent des différences quant à leurs aptitudes à négocier des augmentations ou des promotionsNote Note .

Malheureusement, l’EPA ne comprend pas de renseignements sur la hiérarchie au sein des professions ou sur la formation liée à l’emploi. Cependant, il est possible d’utiliser une analyse de régression multivariée pour vérifier s’il existe une différence entre les sexes quant à la durée d’occupation de l’emploiNote . Après avoir tenu compte de l’âge et de la profession détaillée, les résultats montrent que (1) dans l’ensemble, les salaires augmentent en fonction de la durée d’occupation de l’emploi chez les hommes et les femmes; (2) chez les travailleurs ayant un niveau de scolarité supérieur, la durée d’occupation était supérieure chez les femmes que chez les hommes; (3) parmi les travailleurs ayant un faible niveau de scolarité, les hommes et les femmes affichent des durées d’occupation semblables; (4) la durée d’occupation est inférieure en 2018-2019 qu’en 1997-1998. Ces résultats indiquent que des facteurs, autres que la durée d’occupation, favorisent l’agrandissement de l’écart au cours des cinq années suivant l’obtention d’un nouvel emploiNote Note . Parmi les facteurs inexpliqués, on peut mentionner différents obstacles, le traitement inégal ou la discrimination, ainsi que les différences entre les sexes en ce qui concerne les caractéristiques productives qui ne sont pas pleinement prises en considération dans l’analyse.

Les professions libérales en sciences naturelles et appliquées sont une exception, alors que le ratio des salaires augmente (ou l’écart diminue). Selon des études antérieures, les femmes étaient plus susceptibles que les hommes de quitter une profession des STGMNote , et la majorité de l’attrition des femmes dans les professions des STGM, du moins aux États-Unis, s’est produite au cours des premières années suivant l’obtention de l’emploiNote . Fouad et coll. (2017) associent la décision des femmes à certains facteurs, comme l’intérêt manifesté quand vient le temps de mettre en application leurs compétences dans un autre domaine, le souhait de trouver du travail qui permet de mieux contribuer à la collectivité, ou les attentes non comblées en ce qui a trait aux promotions ou au statut dans le domaine. Dans le cas des femmes qui continuent d’occuper un emploi dans la profession, il est probable qu’elles soient choisies « de manière positive » ou qu’elles aient des relations employeur-employée plus durables. Sinon, ces femmes obtiendraient un salaire relativement plus élevé, ce qui expliquerait la hausse du ratio du salaire pour cette profession.

En troisième lieu, il y a eu très peu de changements systématiques dans le profil de la profession des hommes et des femmes nouvellement embauchés au cours d’une période de 20 ans. C’est la raison pour laquelle les différences relatives aux professions chez les hommes et les femmes continuent d’être étonnantes. Des baisses futures de l’écart salarial entre les hommes et les femmes peuvent être difficiles à concrétiser, puisqu’une grande proportion de l’écart salarial entre les hommes et les femmes est associée à la ségrégation des sexes au sein de la profession et de l’industrie : le salaire des emplois qu’occupent les hommes a tendance à être supérieur, tandis que celui des emplois qu’occupent les femmes a tendance à être inférieurNote .

En quatrième lieu, la documentation sur les pénalités salariales liées à la maternité se fonde sur l’hypothèse que la maternité réduit la productivité des femmes, diminue leur effort au travail, impose des limites à leur horaire de travail et entraîne une baisse des possibilités d’avancementNote . Le fait qu’il n’y ait aucune différence entre les sexes chez les parents de jeunes enfants en ce qui concerne la probabilité de demeurer auprès de l’employeur courant permet d’interpréter les pénalités liées à la maternité. D’un côté, cela peut témoigner d’une réduction de la différence de traitement entre les hommes et les femmes en milieu de travail et au sein du marché du travail dans son ensemble. En revanche, cela porte à croire que des facteurs, autres que la stabilité d’emploi, expliquent la présence et la persistance des différences salariales entre les sexesNote . Parmi ces facteurs, mentionnons, entre autres, les pénalités liées à la souplesse (comme un nombre moindre d’heures et les interruptions au travail), les possibilités de promotion manquées ou d’autres différences en ce qui concerne le type de postes qu’occupent les hommes et les femmes. Cette situation va de pair avec les résultats d’autres études selon lesquels les femmes optent pour des emplois qui proposent des salaires inférieurs, mais qui offrent de meilleures conditions de travail, ou des postes qu’elles jugent gratifiantsNote Note .

En cinquième lieu, en raison du niveau élevé de stabilité d’emploi chez les femmes travaillant à temps partiel, elles peuvent se trouver dans une position désavantageuse en ce qui concerne la croissance professionnelle à long terme et le profil des gains, puisque les femmes ayant un emploi atypique sont moins susceptibles d’obtenir une promotion ou d’accéder à une formation, par rapport aux femmes ayant un emploi à temps pleinNote .

Conclusion

Le présent article vise à combler une lacune dans notre compréhension des différences entre les sexes sur le marché du travail canadien, en examinant les différences entre les hommes et les femmes en ce qui concerne les tendances relatives à la mobilité de la main-d’œuvre et à la stabilité d’emploi. Les personnes qui changent d’emploi et celles qui entrent sur le marché du travail ou qui le quittent ont un effet sur le taux d’embauche, lequel représente la proportion de la main-d’œuvre rémunérée commençant un nouvel emploi. Même s’il n’existe plus de différence entre les sexes en ce qui concerne les taux d’embauche globaux, le profil des embauches par profession indique que la ségrégation fondée sur le sexe sur le marché du travail est très stable au Canada, tandis que la plupart des nouveaux employés continuent d’occuper des postes traditionnellement occupés par des hommes ou des femmes. Parmi les hommes nouvellement embauchés, environ 30 % ont été embauchés dans le secteur des métiers, du transport et de la machinerie en 2018. Ce chiffre n’a pas changé depuis 1998. Parmi les femmes nouvellement embauchées, environ 28 % occupaient certains postes, comme ceux dans le secteur des ventes et des services, et environ 18 % occupaient un emploi non professionnel dans le secteur des affaires et des finances. Ces chiffres ont peu changé depuis 1998.

Les écarts salariaux entre les hommes et les femmes sont plus faibles chez les nouveaux employés qu’au sein de l’ensemble de la main-d’œuvre, parce que les hommes et les femmes doivent avoir des qualifications semblables (en ce qui a trait à l’expérience et à la scolarité) pour obtenir un emploi dans la profession en question. L’écart salarial étroit entre les hommes et les femmes chez les nouveaux employés n’avait pas d’effet durable. Cinq ans après le début d’un nouvel emploi, l’écart salarial entre les hommes et les femmes s’était élargi dans la plupart des groupes professionnels plus détaillés.

Les changements à long terme aux profils de profession des travailleurs canadiens commencent par un profil évolutif des nouvelles embauches. Cette étude montre qu’il y a peu de changement systématique pour la majorité des professions lorsqu’on compare les nouvelles embauches d’hommes et de femmes au cours d’une période de 20 ans, une période suffisamment longue pour que les nouvelles cohortes de travailleurs entrent sur le marché du travail et que les cohortes plus âgées quittent la vie active. Le fait que les différences entre les sexes sur le plan de la profession continuent d’être étonnantes chez les nouveaux employés, et que l’écart salarial entre les hommes et les femmes persiste au sein des professions et entre celles-ci, surtout après cinq ans, indique que le profil de la profession des hommes et des femmes demeure un facteur significatif quand vient le temps d’expliquer l’écart salarial entre les hommes et les femmesNote . C’est la raison pour laquelle il semble qu’à court terme, il est peu probable que l’écart salarial entre les hommes et les femmes soit éliminé.

Cet article nous permet d’améliorer nos connaissances empiriques sur la stabilité d’emploi chez les femmes. Pour de nombreuses dimensions, les Canadiennes sont tout aussi susceptibles de demeurer auprès de leur employeur que les hommes. Les Canadiennes et les Canadiens qui travaillent à temps plein n’affichent désormais plus de différence en ce qui concerne le temps passé au sein de leur emploi courant. L’écart entre les sexes en ce qui concerne les emplois à court terme a été inversé. L’écart en ce qui a trait à la proportion d’hommes et de femmes occupant des postes à long terme a disparu. Ces tendances globales peuvent augmenter les salaires relatifs des femmes en raison de l’accumulation des compétences ou de l’expérience propres à l’emploi. La convergence générale en matière de stabilité d’emploi et, plus précisément, entre les mères et les pères de jeunes enfants, peut témoigner de vastes changements se produisant en milieu de travail et sur le marché du travail dans son ensemble. Alors que les taux d’emploi, les taux d’embauche et les taux de maintien en poste des femmes sont dorénavant probablement semblables à ceux des hommes, les femmes continuent d’avoir un nombre inférieur d’heures de travail et doivent plus souvent interrompre leur travail en raison des responsabilités associées au fait d’élever un enfant, ce qui peut perpétuer la perception que les femmes ont des liens plus faibles avec leur employeur.

Annexe A : Cessations d’emploi

Au moyen d’estimations des embauches et d’estimations des variations nettes des emplois rémunérés découlant de l’EPA, on peut calculer les estimations des cessations d’emploi de façon résiduelle, en soustrayant des embauches de l’année de référence les variations nettes des emplois rémunérés. Les taux de cessation d’emploi à l’année t permettent de mesurer le pourcentage de travailleurs qui ont quitté (au moins) un employeur au cours de l’année en question. Ils sont calculés en divisant le nombre de personnes ayant quitté (au moins) un employeur par le nombre moyen d’employés rémunérés observés au cours de ces deux mois.

Le taux de cessation d’emploi, c’est-à-dire la proportion de la main-d’œuvre rémunérée qui a cessé son emploi au cours d’une année donnée, a suivi une tendance semblable à celle du taux d’embauche. Par exemple, au milieu des années 1980, le taux de cessation d’emploi était d’environ 36 % chez les femmes, et de 31 % chez les hommes. En 2018, les taux de cessation d’emploi chez les femmes et les hommes étaient de 23,7 % et de 24,5 %, respectivementNote .

Graphique A-1 Taux de cessation d’emploi, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1977 à 2018

Tableau de données du graphique A-1 
Graphique A-1
Taux de cessation d’emploi, selon le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1977 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Taux de cessation d’emploi. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Taux de cessation d’emploi, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Taux de cessation d’emploiGraphique A-1 Note 1
Hommes Femmes
pourcentage
1977 27,2 30,8
1978 25,2 29,5
1979 26,0 31,7
1980 26,1 30,3
1981 27,9 32,3
1982 29,2 29,9
1983 27,1 28,6
1984 28,3 31,4
1985 28,7 32,0
1986 29,3 35,6
1987 30,6 36,0
1988 31,0 35,9
1989 30,3 34,7
1990 30,4 32,7
1991 30,3 30,1
1992 30,6 30,7
1993 27,9 29,2
1994 26,2 27,4
1995 26,1 26,8
1996 25,6 25,6
1997 24,2 24,5
1998 23,8 25,0
1999 23,8 24,9
2000 23,8 25,3
2001 23,5 24,7
2002 22,4 23,2
2003 23,4 23,4
2004 23,2 23,4
2005 24,5 23,9
2006 24,9 24,0
2007 25,1 24,8
2008 25,6 25,0
2009 25,3 22,8
2010 23,6 22,6
2011 25,2 23,2
2012 24,0 22,8
2013 24,1 22,1
2014 25,5 23,8
2015 24,2 23,0
2016 23,7 23,2
2017 23,9 22,7
2018 24,5 23,7

Actuellement au chômage et raisons expliquant la cessation d’emploi

La cessation d’emploi peut être le fruit d’une démission ou d’une mise à pied. L’EPA permet de recueillir des données sur la raison de la démission ou de la perte d’emploi au cours des douze mois précédents uniquement chez les personnes qui n’ont pas actuellement d’emploi (actuellement au chômage ou ne participant pas à la vie active). Les personnes ayant perdu leur emploi ont été mises à pied (de manière permanente ou temporaire) et les personnes qui ont quitté leur emploi ont démissionné de leur emploi le plus récent pour différentes raisons, comme l’insatisfaction au travail, des responsabilités personnelles ou familiales, les études, le départ à la retraite ou autres.

Dans le cas des personnes qui ont occupé un emploi au cours des douze mois précédents, mais qui sont actuellement en chômage, il existe des différences entre les sexes en ce qui concerne les raisons pour lesquelles celles-ci ont quitté ou perdu leur dernier emploi en 2018. Les hommes sont plus susceptibles de perdre leur emploi que les femmes (environ 60,8 % par rapport à 43,2 %), tandis que les femmes sont plus susceptibles de quitter leur emploi (56,3 % par rapport à 39,2 %). Après une perte d’emploi, les responsabilités personnelles ou familiales faisaient partie des raisons les plus courantes citées par les femmes pour expliquer le fait d’avoir quitté leur emploi (19,7 % chez les femmes par rapport à 3,2 % chez les hommes), tandis que les hommes étaient un peu plus susceptibles que les femmes d’indiquer qu’ils étaient insatisfaits de leur emploi (13,6 % par rapport à 11,8 %, respectivement).

Annexe B : Évolution des différences entre les sexes en ce qui concerne la durée d’occupation d’un emploi

L’EPA comporte la question suivante à l’intention des répondants ayant actuellement un emploi : « Quand avez-vous commencé à travailler à [nom de l’employeur/nom de l’entreprise]? ». L’ancienneté courante permet de mesurer la durée d’un emploi en cours ou le temps que l’emploi a duré au moment de l’enquête. L’ancienneté ou la durée d’occupation d’un l’emploi est associée à un certain nombre de résultats bien connus sur le marché du travail : les salaires augmentent souvent en fonction du temps passé en poste et les travailleurs comptant davantage d’ancienneté sont souvent protégés des renvois en vertu de la règle selon laquelle le dernier employé embauché est le premier à perdre son emploi. L’effet de l’ancienneté sur les salaires prend racine dans la description de Becker (1993) selon laquelle on récompense le capital humain propre à une entreprise au moyen de salaires supérieurs, toutes choses étant égales par ailleurs.

La présente annexe permet d’examiner l’évolution des différences entre les sexes en ce qui concerne la durée d’occupation d’un emploi. Certains commentateurs considèrent qu’une hausse de l’ancienneté chez les femmes au fil du temps équivaut à une participation accrue à la vie active. Cette interprétation pose problème, puisque les mesures de l’ancienneté sont sensibles aux variations du nombre de personnes qui changent d’emploi et de personnes qui entrent sur le marché du travail et qui le quittent, ainsi qu’à la probabilité qu’un nouvel emploi soit maintenu à l’avenir (Heisz, 2005). Par exemple, le taux d’activité des femmes est passé de 61 % à la fin des années 1970 à environ 76 % à la fin des années 1980, tandis que celui des hommes a baissé de moins d’un point de pourcentage. Cette variation du taux d’activité indique qu’en moyenne les femmes faisaient partie de la population active moins longtemps, et, par conséquent, qu’elles auront moins d’ancienneté par rapport aux hommes. À la suite de cette hausse des nouvelles embauches, l’ancienneté moyenne a diminué. Cette situation ne fournit pas de renseignements sur la stabilité d’emploi ou la probabilité qu’un nouvel emploi commencé soit maintenu.

L’écart entre les sexes en ce qui concerne la durée courante moyenne des emplois à temps plein a disparu

L’écart entre les sexes en ce qui concerne la durée courante moyenne des emplois à temps plein, c’est-à-dire l’ancienneté moyenne des personnes actuellement occupées, s’est inversé dès 2010. (graphique B-1). Les femmes continuent d’afficher une durée courante plus longue des emplois à temps partiel (environ 20 mois en 2018). L’ancienneté accrue des femmes incite à croire que ces dernières peuvent faire l’expérience d’un nombre inférieur d’interruptions de travail ou d’interruptions plus courtes tout au long de leur vie.

Graphique B-1 Ancienneté courante moyenne, selon le statut des heures de travail et le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique B-1 
Graphique B-1
Ancienneté courante moyenne, selon le statut des heures de travail et le sexe, main-d’œuvre rémunérée âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Ancienneté courante moyenne. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Ancienneté courante moyenne, Hommes à temps plein, Hommes à temps partiel, Femmes à temps plein et Femmes à temps partiel, calculées selon mois unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Ancienneté courante moyenne
Hommes à temps plein Hommes à temps partiel Femmes à temps plein Femmes à temps partiel
mois
1976 84,2 42,0 56,2 44,9
1977 84,5 44,3 57,6 44,7
1978 85,4 33,8 58,3 45,0
1979 84,9 37,9 59,0 43,7
1980 85,0 41,5 59,8 45,4
1981 84,5 36,3 59,8 45,3
1982 89,0 38,8 63,6 48,5
1983 89,9 34,2 67,0 47,8
1984 90,4 34,5 68,4 50,2
1985 89,7 28,9 69,5 50,7
1986 89,7 28,6 68,7 50,0
1987 89,0 26,8 70,1 50,4
1988 89,0 35,1 69,5 50,6
1989 89,9 35,8 71,1 52,3
1990 90,8 34,9 71,8 54,3
1991 95,5 33,6 76,2 54,3
1992 96,0 29,0 79,5 55,3
1993 99,1 34,2 84,6 57,5
1994 98,2 32,2 85,9 58,4
1995 99,1 35,8 89,3 59,7
1996 99,9 37,7 90,5 61,8
1997 98,0 44,8 91,8 64,3
1998 97,1 42,2 91,0 66,4
1999 96,1 45,7 88,9 65,7
2000 96,3 45,0 88,2 66,9
2001 95,9 46,2 89,2 66,0
2002 96,2 43,3 89,2 66,3
2003 94,8 48,8 89,7 66,0
2004 96,1 47,5 90,5 68,1
2005 93,2 47,0 91,3 66,8
2006 92,2 44,0 89,1 67,1
2007 89,5 41,1 89,1 66,3
2008 90,0 45,1 88,9 65,4
2009 91,6 43,4 90,9 62,4
2010 90,1 43,9 91,8 65,3
2011 88,8 42,2 91,1 64,7
2012 88,1 40,6 91,9 62,5
2013 87,6 40,3 91,8 63,1
2014 85,4 43,1 90,3 62,1
2015 85,1 42,3 90,8 60,7
2016 84,2 40,0 88,6 60,0
2017 83,4 39,9 89,6 60,4
2018 81,7 42,9 86,5 62,6

Dès 1978, l’écart entre les sexes en ce qui concerne la durée courante moyenne des emplois à temps plein était de 28,0 mois. Autrement dit, les hommes travaillant à temps plein affichaient une ancienneté moyenne de 84,6 mois, par rapport à 55,9 mois chez les femmes travaillant à temps plein en 1978. Alors que les femmes sont devenues plus actives sur le marché du travail ou qu’elles ont été moins susceptibles de se retirer du marché du travail, leur taux d’emploi à temps plein est passé de 44,5 % à 55,1 %, alors que celui des hommes a baissé pour passer de 87,0 % à 84,6 % de 1978 à 1998. L’écart entre les sexes concernant la durée d’occupation d’un emploi a diminué, s’établissant à 19,5 mois en 1988. Les femmes ont rétréci l’écart de manière considérable de 1988 à 1998 (6,2 mois), tandis que la durée moyenne d’occupation d’un emploi chez les femmes a augmenté plus rapidement par rapport à celle des hommes (21,5 mois par rapport à 8,2 mois). Après 1998, l’écart a continué de se rétrécir en raison de la baisse constante de la durée courante moyenne de l’emploi chez les hommes. Dès 2010, l’écart entre les sexes s’est inversé. En 2018, les femmes travaillant à temps plein affichent désormais une durée moyenne d’occupation d’un emploi légèrement plus longue (environ cinq mois de plus).

Pour mieux comprendre la source de la convergence entre les hommes et les femmes qui a eu lieu après 1988, il est important de déterminer les groupes d’âge qui ont favorisé le changement chez les hommes et les femmes. La baisse globale de la durée courante moyenne d’occupation d’un emploi chez les hommes est principalement attribuable à la baisse de l’ancienneté chez les hommes de 40 ans et plus (passant de 152 mois en 1988 à 119 mois en 2018). Chez les femmes, la majorité de la hausse est attribuable à une augmentation de l’ancienneté moyenne des femmes de plus de 40 ans (passant de 103,6 mois en 1988 à 122,5 mois en 2018).

Lorsque le changement à l’ancienneté moyenne globale des hommes et des femmes est décomposé en portions attribuables aux changements aux taux et aux changements aux parts de groupeNote (tableau B-1), la baisse de l’écart entre les sexes est attribuable, de manière presque égale, à (a) une baisse de l’ancienneté moyenne des hommes de 40 à 54 ans qui s’est produite de 1998 à 2018; (b) une hausse de l’ancienneté moyenne des femmes de 40 à 54 ans, de 1988 à 1998Note .


Tableau B-1
Décomposition des changements à l’ancienneté courante moyenne, travailleurs rémunérés âgés de 20 à 54 ans, Canada, 1988 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Décomposition des changements à l’ancienneté courante moyenne Changements parmis les travailleurs rémunérés âgés de, Changements dans la part des groupes, Total, 20 à 29 ans, 30 à 39 ans et 40 à 54 ans, calculées selon point de pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Changements parmis les travailleurs rémunérés âgés de Changements dans la part des groupes Total
20 à 29 ans 30 à 39 ans 40 à 54 ans
point de pourcentage
1988 à 2018
Hommes -0,1 -4,2 -13,7 10,2 -7,8
Femmes 0,1 0,5 8,2 8,2 16,9
1988 à 1998
Hommes -0,6 2,0 -0,1 9,9 7,2
Femmes -0,2 2,3 10,0 7,9 20,0
1998 à 2018
Hommes 0,4 -2,3 -13,6 0,5 -15,0
Femmes 0,3 -1,6 -2,1 0,3 3,0

La répartition de l’ancienneté courante est devenue plus semblable

Des changements parmi les titulaires d’un poste avec beaucoup d’ancienneté et ceux ayant peu d’ancienneté peuvent influer sur les changements à l’ancienneté courante moyenne. La fraction des travailleurs dont l’ancienneté est inférieure à 2 ans et ceux dont l’ancienneté est supérieure à 10 ans est utilisée pour illustrer ce point (graphiques B-2 et B-3).

Combinant les deux mesures, les répartitions de l’ancienneté selon le sexe sont devenues de plus en plus semblables au cours de la période. D’un côté, l’écart entre les sexes en ce qui concerne les emplois à court terme s’est inversé. Jusqu’au début des années 1990, les femmes étaient plus susceptibles que les hommes d’occuper un poste dont la durée courante était de moins de deux ans. Cette situation n’est pas surprenante, puisque cela coïncide avec une hausse importante des taux d’emploi chez les femmes. Au cours des années 1990, il n’y a eu aucune différence entre les sexes. Dès 2009, les femmes étaient légèrement moins susceptibles que les hommes d’avoir un emploi de courte durée : environ 32 % des femmes et 35 % des hommes travaillaient pour leur employeur courant depuis moins de deux ans en 2018Note Note .

En revanche, l’écart entre les sexes en ce qui concerne les emplois à long terme s’est rétréci. Les femmes ont observé une hausse à long terme de leur fraction des emplois comptant au moins 10 ans d’ancienneté par rapport aux hommes jusqu’au début des années 2000, tandis que les hommes ont affiché une baisse à long terme (dès la fin des années 1980) de la fraction des emplois à long terme (de 30,0 % en 1988 à 25,4 % en 2018). En 2000, la proportion de femmes ayant un emploi à long terme a commencé à baisser, affichant une tendance semblable à celle observée chez les hommes. Au début des années 2010, il n’existait plus de différence significative entre les sexes en ce qui concerne la proportion de la main-d’œuvre ayant un emploi à long terme : un peu plus de 25 % des Canadiennes et des Canadiens travaillaient pour leur employeur courant depuis au moins 10 ans. Ces résultats vont de pair avec le fait que l’ancienneté moyenne des travailleurs plus âgés de sexe masculin a baissé, et que l’ancienneté moyenne des femmes a peu changé (tableau B-1).

Graphique B-2 Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est de moins de deux ans, selon le sexe, âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique B-2 
Graphique B-2
Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est de moins de deux ans, selon le sexe, âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est de moins de deux ans. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est de moins de deux ans, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est de moins de deux ans
Hommes Femmes
pourcentage
1976 33,5 42,2
1977 33,1 40,5
1978 32,3 40,2
1979 33,1 40,5
1980 32,8 40,2
1981 34,0 41,7
1982 30,6 37,9
1983 30,6 35,4
1984 31,7 35,7
1985 33,4 37,4
1986 33,4 39,4
1987 35,2 40,1
1988 35,9 41,4
1989 34,9 40,6
1990 33,9 38,6
1991 31,1 35,7
1992 31,0 32,9
1993 30,3 30,9
1994 31,2 30,8
1995 31,4 31,0
1996 31,3 31,4
1997 32,3 31,7
1998 33,0 33,7
1999 33,3 34,5
2000 33,2 34,7
2001 33,4 35,0
2002 31,8 33,4
2003 31,6 32,1
2004 31,8 31,5
2005 33,0 31,8
2006 34,1 33,3
2007 35,1 34,3
2008 35,2 34,5
2009 32,0 31,9
2010 31,7 29,6
2011 33,2 30,8
2012 33,5 31,7
2013 33,4 31,1
2014 33,6 30,9
2015 32,9 31,2
2016 32,8 31,2
2017 34,0 31,5
2018 34,6 32,8

Graphique B-3 Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est d’au moins 10 ans, selon le sexe, âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018

Tableau de données du graphique B-3 
Graphique B-3
Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est d’au moins 10 ans, selon le sexe, âgée de 20 à 54 ans, Canada, 1976 à 2018
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est d’au moins 10 ans. Les données sont présentées selon Année (titres de rangée) et Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est d’au moins 10 ans, Hommes et Femmes, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Année Proportion de la main-d’œuvre rémunérée dont l’ancienneté est d’au moins 10 ans
Hommes Femmes
pourcentage
1976 25,8 12,6
1977 26,1 13,1
1978 26,1 13,4
1979 26,2 13,5
1980 26,1 13,9
1981 26,0 14,0
1982 27,7 15,2
1983 28,5 16,4
1984 29,4 17,8
1985 29,3 18,8
1986 29,6 19,4
1987 29,5 20,2
1988 30,0 20,2
1989 30,3 21,0
1990 31,2 21,6
1991 32,6 23,1
1992 31,8 23,7
1993 32,1 24,8
1994 31,2 24,3
1995 31,4 25,4
1996 31,4 25,8
1997 31,1 26,6
1998 30,9 27,9
1999 31,2 27,8
2000 31,7 28,2
2001 30,9 28,6
2002 30,5 27,7
2003 29,2 26,9
2004 29,3 26,8
2005 28,1 26,4
2006 27,5 25,6
2007 26,2 25,2
2008 26,9 25,1
2009 27,0 25,4
2010 27,2 26,7
2011 27,0 26,6
2012 26,3 26,6
2013 26,0 26,7
2014 25,6 25,9
2015 25,3 26,3
2016 25,1 25,5
2017 25,2 26,7
2018 25,4 26,8

Données, définitions et méthodes

Données

L’Enquête sur la population active (EPA) est une enquête transversale mensuelle réalisée auprès de 55 000 ménages canadiens. L’EPA permet de recueillir des renseignements concernant l’activité sur le marché du travail de la population âgée de 15 ans et plus, exception faite des résidents des logements collectifs, des personnes vivant dans des établissements autochtones, ainsi que des membres à temps plein des Forces canadiennes.

Sauf indication contraire, l’échantillon à étudier est constitué de répondants âgés de 20 à 54 ans, qui vivent dans l’une des 10 provinces, à l’exclusion des étudiants à temps plein, des travailleurs autonomes et des membres de la famille non rémunérés. La limite d’âge supérieure explique les changements à l’âge du départ à la retraite (Milligan and Schirle, 2008). Les étudiants à temps plein sont exclus, puisque leur activité principale est d’aller à l’école. Les travailleurs autonomes et les membres de la famille non rémunérés sont exclus, puisque l’ancienneté d’emploi n’est pas pareille par rapport aux travailleurs rémunérés. Les répondants pour lesquels il manque des renseignements sur l’ancienneté sont également exclus. Les employés absents du travail sont inclus, puisqu’ils maintiennent un lien avec leur employeur courant.

L’EPA est fondée sur un plan de sondage avec renouvellement de panel, selon lequel les ménages restent dans l’échantillon pendant six mois consécutifs. On ne porte attention qu’aux mois d’enquête de juin et de décembre de n’importe quelle année, afin de veiller à ce que les personnes soient comprises une seule fois dans l’échantillon. Les poids de sondage sont adaptés en conséquence. Les statistiques déclarées dans le corps principal de l’article se fondent sur la nature transversale de l’EPA. On considère qu’elles sont représentatives de la population. On pose des questions sur l’ancienneté d’emploi au cours de la première interview des répondants occupés à l’EPA. L’ancienneté est ensuite validée lors d’enquêtes subséquentes.

L’étude s’appuie sur les données de l’EPA de 1976 à 2018, ce qui correspond à la période complète des données accessibles au moment de la rédaction. Cette longue période permet de comparer différentes périodes.

Définitions et méthodes

Les taux d’embauche rendent compte des mouvements de travailleurs dans les entreprises. Il est calculé en divisant le nombre de personnes embauchées, c’est-à-dire les travailleurs comptant un maximum de six mois d’ancienneté auprès de leur employeur au cours des mois de référence de juin (entrée en fonction entre janvier et juin) et de décembre (entrée en fonction entre juillet et décembre), par le niveau moyen d’emplois rémunérés observés en juin et en décembre de l’année de référence. Les personnes embauchées peuvent avoir été employées précédemment par une autre entreprise ou peuvent être entrées récemment (ou revenues) sur le marché du travail.

Au moyen d’estimations des embauches et d’estimations des variations nettes des emplois rémunérés découlant de l’EPA, on peut calculer des estimations des cessations d’emploi de façon résiduelle, en soustrayant des embauches de l’année de référence les variations nettes des emplois rémunérés. Les cessations d’emploi représentent alors le nombre de travailleurs qui ont quitté (au moins) un employeur au cours d’une année donnée en raison d’une démission, d’une mise à pied ou d’une cessation d’emploi pour d’autres raisons. Les taux de cessation d’emploi à l’année t permettent de mesurer le pourcentage de travailleurs qui ont quitté (au moins) un employeur au cours de l’année en question. Ils sont calculés en divisant le nombre de personnes ayant quitté (au moins) un employeur par le niveau moyen d’emplois rémunérés observés au cours de ces deux mois.

Morissette, Lu et Qiu (2013) montrent que les données de l’EPA et du Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre (FDLMO) proposent des estimations semblables du processus d’adaptation du marché du travail au Canada. Le FDLMO est un échantillon aléatoire formé de 10 % de l’ensemble des travailleurs canadiens, constitué à partir des fichiers T4 et T1 de l’Agence du revenu du Canada (ARC), du fichier des relevés d’emploi (RE) d’Emploi et Développement social Canada et du Programme d’analyse longitudinale de l’emploi (PALE). Les documents fiscaux servent à mesurer le nombre de personnes qui commencent un nouvel emploi au cours d’une année donnée. On évalue le nombre annuel de mises à pied dans l’économie canadienne au moyen de la raison « manque de travail » indiquée sur le RE qui explique l’interruption de travail ou la cessation d’emploi.

Les deux sources de données, soit l’EPA et le FDLMO, comportent d’importants avantages. Le FDLMO a un important avantage par rapport à l’EPA : il permet de calculer le nombre annuel de mises à pied permanentes dans l’économie canadienne. L’EPA ne permet pas de faire cette importante distinction. L’EPA offre deux principaux avantages par rapport au FDLMO : son actualité et l’abondance de caractéristiques démographiques et associées à l’emploi. Les données de l’EPA sont diffusées le mois qui suit la collecte, tandis que les données du FDLMO sont diffusées plusieurs années après la collecte. En plus des caractéristiques du Fichier de données longitudinales sur la main-d’œuvre (âge, sexe, province, taille de l’entreprise et industrie), l’EPA comporte des caractéristiques démographiques détaillées (dont la scolarité, l’ancienneté, l’état matrimonial et le statut d’immigrant), et sur l’emploi (comme les professions, les heures de travail et l’appartenance à un syndicat).

La durée d’occupation d’un emploi en cours est l’ancienneté moyenne (en mois) des Canadiens actuellement occupés. Cette mesure ne tient pas compte de l’ancienneté définitive des emplois, mais plutôt de la durée d’un emploi au moment de l’EPA.

Afin d’évaluer la stabilité d’emploi, le présent article s’appuie sur des techniques d’analyse de cohorte synthétique. Ces techniques se fondent sur des variables de la durée (comme l’ancienneté) pour calculer les taux de maintien en poste, c’est-à-dire la probabilité conditionnelle qu’un emploi soit maintenu pendant une période précise, parce que le titulaire a atteint un certain niveau initial d’ancienneté. On suppose que les travailleurs comptant une année d’ancienneté au cours de l’année de l’enquête précédente sont représentatifs des travailleurs comptant deux années d’expérience lors de l’enquête en cours.

À la suite de l’évaluation de Heisz (2005), le taux de maintien en poste peut être obtenu au moyen de deux enquêtes transversales consécutives, comme suit : Rt,c = Nt,c / Nt-i, c-i.. Il s’agit du nombre de répondants faisant état d’une durée d’occupation de t dans l’enquête actuelle, divisé par le nombre de répondants faisant état d’une durée d’occupation de t-i dans le cadre d’une enquête antérieure. Par exemple, si le nombre de travailleurs comptant moins d’une année d’ancienneté en 1998 est N0,1998 et le nombre de travailleurs comptant de 1 à 2 années d’ancienneté en 1999 est N1,1999, le taux de maintien en poste sur un an en 1999 serait calculé comme suit : N1,1999 / N N0,1998.

Le taux de maintien en poste moyen sur un an peut être calculé au moyen des taux de maintien en poste pour cinq catégories d’ancienneté initiale (moins de 12 mois; de 12 à 23 mois; de 24 à 107 mois; 108 mois ou plus), comme suit :

RR moyen = R1(n1/N) + R2(n2/N) + R3(n3/N) + R4(n4/N) + R5(n5/N),

alors que n1/N + n2/N + n3/N + n4/N t n5/N = 1.

Le taux de maintien en poste moyen sur cinq ans est calculé au moyen du nombre de travailleurs comptant moins d’une année d’ancienneté à l’année t, disons N0,1998 et le nombre de travailleurs comptant de 60 à 72 mois d’ancienneté à l’année t+5 N60-72, 2013. Le taux de maintien en poste sur cinq ans en 1998 serait calculé comme suit : N60-72, 2013 / N N0,1998.

On ajoute la stabilité en utilisant la moyenne de deux ans, minimisant la sensibilité des résultats au choix des années de début et de fin. Cela permet d’ajouter la stabilité aux taux de maintien en poste de petits sous-groupes de la population.

Les erreurs types sont calculées en fonction des formules établies par Heisz (2005) et Neumark, Polsky et Hansen (2000), alors que le taux de maintien en poste est la proportion de personnes qui conservent l’emploi, et que la variance est corrigée puisque des données sur la cohorte synthétique sont utilisées au lieu des données longitudinales. Selon l’équation (1) de Neumark, Polsky et Hansen (2000), l’erreur type est définie comme suit :

s=  nsample X p X ( 1p ) nris k 2 MathType@MTEF@5@5@+= feaagKart1ev2aqatCvAUfeBSjuyZL2yd9gzLbvyNv2CaerbuLwBLn hiov2DGi1BTfMBaeXatLxBI9gBaerbd9wDYLwzYbItLDharqqtubsr 4rNCHbGeaGqiVu0Je9sqqrpepC0xbbL8F4rqqrFfpeea0xe9Lq=Jc9 vqaqpepm0xbba9pwe9Q8fs0=yqaqpepae9pg0FirpepeKkFr0xfr=x fr=xb9adbaqaaeGaciGaaiaabeqaamaabaabaaGcbaaeaaaaaaaaa8 qacaWGZbGaeyypa0JaaiiOaiabgQHiwpaalaaapaqaa8qacaWGUbGa am4CaiaadggacaWGTbGaamiCaiaadYgacaWGLbGaaiiOaiaadIfaca GGGcGaamiCaiaacckacaWGybGaaiiOamaabmaapaqaa8qacaaIXaGa eyOeI0IaamiCaaGaayjkaiaawMcaaaWdaeaapeGaamOBaiaadkhaca WGPbGaam4CaiaadUgapaWaaWbaaSqabeaapeGaaGOmaaaaaaaaaa@5304@ , alors que p = nsurv / nsample

alors que nsurv est le nombre non pondéré du groupe conservant son emploi à la période c, nrisk est le nombre non pondéré du groupe vulnérable à la période c-I, et nsample est le nombre non pondéré de tous les travailleurs à la période c.

Toutes les différences relevées dans cette étude sont statistiquement significatives à 5 %, sauf indication contraire.

Bibliographie

ALTONJI, Joseph G. et Rebecca M. BLANK. 1999. « Race and gender in the labor market », Handbook of Labor Economics: Volume 3C, Orley Ashenfelter David Card, éditeurs, 3143-259. Amsterdam et Boston : Elsevier; North Holland.

BAKER, Michael et Marie DROLET. 2010. « A new view of the male/female pay gap », Analyse de politiques, vol. 36, no 4, p. 429 à 464.

BECKER, Gary S. 1994. Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis with Special Reference to Education, Third Edition, Chicago et Londre : University of Chicago Press.

BERTRAND, Marianne, Claudia GOLDIN, et Lawrence F. KATZ. 2010. « Dynamics of the gender gap for young professionals in the financial and corporate sectors », American Economic Journal: Applied Economics, vol. 2, no 3, p. 228 à 255.

BISHU, Sebawit G. et Mohamad G. ALKADRY. 2017. « A systematic review of the gender pay gap and factors that predict it », Administration and Society, vol. 49, no 1, p. 65 à 104.

BLAU, Francine D., Marianne A. FERBER et Anne E. WINKLER. 2014. The Economics of Men, Women and Work, Seventh Edition, Upper Saddle River, NJ: Pearson.

BLAU, Francine D. et Lawrence M. KAHN. 2017. « The gender wage gap: Extent, trends, and sources », Journal of Economics Literature, vol. 55, no 3, p. 789 à 865.

BROCHU, Pierre. 2013. « The source of the new Canadian job stability patterns », Canadian Journal of Economics, vol. 46, no 2, p. 412 à 440.

BOOTH, Alison L., Marco FRANCESCONI et Jeff FRANK. 2003. « A sticky floors model of promotion, pay and gender », European Economic Review, vol. 47, no 2, p. 295 à 322.

BOUDARBAT, Brahim et Marie CONNOLLY. 2013. « The gender wage gap among recent post-secondary graduates in Canada: a distributional approach », Canadian Journal of Economics, vol. 46, no 3, p. 1037 à 1065.

DIONNE-SIMARD, Dominique, Diane GALARNEAU et Sébastien LAROCHELLE-CÔTÉ. 2016. « Les femmes dans les professions scientifiques au Canada », Regards sur la société canadienne, produit no 75-006-X au catalogue de Statistique Canada.

DROLET, Marie. 2002a. « New evidence on gender pay differentials: Does measurement matter? », Analyse de politiques, vol. 28, no 1, p. 1 à 16.

DROLET, Marie. 2002b. « Can the workplace explain gender pay differentials? », Analyse de politiques, vol. 28, supplément no 1, p. 41 à 63.

DROLET, Marie. 2003. « Mariage, maternité et rémunération : le choix du moment importe-t-il? », Direction des études analytiques : documents de recherché, produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, no 186.

DROLET, Marie. 2011. « Pourquoi l'écart salarial entre les hommes et les femmes a-t-il diminué? », L'emploi et le revenu en perspective, produit no 75-001-XIF au catalogue de Statistique Canada, vol. 23, no 12.

DROLET, Marie, Sharanjit UPPAL, et Sébastien LAROCHELLE-CÔTÉ. 2016. « L’écart entre les taux d’activité des femmes au Canada et aux États-Unis », Regards sur la société canadienne, produit no 75-006-X au catalogue de Statistique Canada.

FORTIN, Nicole M. 2005. « Gender role attitudes and the labour market outcomes of women across OECD countries », Oxford Review of Economic Policy, vol. 21, no 3, p. 416 à 438.

FOUAD, Nadya A., Wen-Hsin CHANG, Min WAN, et Romila SINGH. 2017. « Women’s reasons for leaving the engineering field », Frontiers in Psychology, vol. 8, p. 875.

FRANK, Kristyn. 2019. « Parcours professionnels des titulaires d’un diplôme en STGM au Canada : analyse comparative entre les sexes », Direction des études analytiques : documents de recherché, produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, no 429.

FRANK, Kristyn et Marc FRENETTE. 2019. « Quelle est la situation sur le marché du travail des femmes suivant des programmes d’apprentissage à prédominance masculine? », Direction des études analytiques : documents de recherche, produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, no 420.

FROME, Pamela M, Corinne J. ALFELD, Jacquelynne S. ECCLES et Bonnie L. BARBER. 2006. « Why don’t they want a male-dominated job? An investigation of young women who changed their occupational aspirations », Educational Research and Evaluation, vol. 12, no 4, p. 359 à 372.

FULLER, Sylvia et C. Elizabeth HIRSH. 2018. « Family-friendly jobs and motherhood pay penalties: The impact of flexible work arrangements across the educational spectrum », Work and Occupations, vol. 46, no 1, p. 3 à 44.

GLASS, Jennifer L., Sharon SASSLER, Yael LEVITTE, et Katherine M. MICHELMORE. 2013. « What’s so special about STEM? A comparison of women’s retention in STEM and professional occupations », Social Forces, vol. 92, no 2, p. 723 à 756.

GOLDIN, Claudia. 2006. « The quiet revolution that transformed women’s employment, education and family », American Economic Review, vol. 96, no 2, p. 1 à 21.

GOLDIN, Claudia. 2014. « A grand gender convergence: Its last chapter », American Economic Review, vol. 104, no 4, p. 1091 à 1119.

HALL, Robert E. 1982. « The importance of lifetime jobs in the U.S. economy », American Economic Review, vol. 72, no 4, p. 716 à 724.

HANGO, Darcy et Melissa MOYSER. 2019. « Harcèlement en milieu de travail au Canada », Regards sur la société canadienne, produit no 75-006-X au catalogue de Statistique Canada.

HEISZ, Andrew. 2005. « The evolution of job stability in Canada: Trends and Comparisons with U.S. Results », Canadian Journal of Economics, vol. 38, no 1, p. 105 à 127.

KIM, Moon-Kak et Solomon W. POLACHEK. 1994. « Panel estimates of male-female earnings functions », Journal of Human Resources, University of Wisconsin Press, vol. 29, no 2, p. 406 à 428.

LAROCHELLE-CÔTÉ, Sébastien et Jason GILMORE. 2009. « Repli de l'emploi au Canada », L'emploi et le revenu en perspective, produit no 75-001-XIF au catalogue de Statistique Canada, vol. 10, no 12, décembre.

LAROCHELLE-CÔTÉ, Sébastien et Jason GILMORE. 2011. « Analyse du ralentissement du marché du travail », L'emploi et le revenu en perspective, produit no 75-001-XIF au catalogue de Statistique Canada, vol. 23, no 1, printemps 2011.

LAZEAR, Edward P. et James R. SPLETZER. 2012. « Hiring, churn and the business cycle », American Economic Review, vol. 102, no 3, p. 575 à 579.

LEVANON, Asaf, Paula ENGLAND, et Paul D. ALLISON. 2009. « Occupational feminization and pay: Assessing causal dynamics using 1950-2000 U.S. census data », Social Forces, vol. 88, no 2, p. 865 à 891.

LIGHT, Audrey et Manuelita URETA. 1990. « Gender differences in wages and job turnover among continuously employed workers », The American Economic Review, vol. 80, no 2, p. 293 à 297.

MANNING, Alan et Farzad SAIDI. 2010. « Understanding the Gender Pay Gap: What’s Competition Got to Do with it? », ILR Review, vol. 63, no 4, p. 681 à 698.

MCCLINTOCK-COMEAUX, Marta 2013. « Ideal worker », Sociology of Work: An Encyclopedia, éditeur Vicki Smith, vol. 1, p. 403 à 406.

MILLIGAN, Kevin et Tammy SCHIRLE. 2008. « Working while receiving a pension: Will double dipping change the elderly labour market? », Retirement Policy Issues in Canada, Michael G. Abbott, Charles M. Beach, Robin W. Boadway et James G. MacKinnon, éditeurs, McGill-Queen’s University Press.

MORISSETTE, René, Yuqian LU et Theresa QIU. 2013. «Réallocation des travailleurs au Canada », Direction des études analytiques : documents de recherche, produit no 11F0019M au catalogue de Statistique Canada, vol. 348.

MOYSER, Melissa (2017). « Les femmes et le travail rémunéré », Femmes au Canada : rapport statistique fondé sur le sexe, produit no 89-503-X au catalogue de Statistique Canada.

MOYSER, Melissa 2019. « Mesure et analyse de l’écart de rémunération entre les sexes : un aperçu conceptuel et méthodologique », Études sur le genre et les identités croisées, produit no 45-20-0002 au catalogue de Statistique Canada.

MOYSER, Melissa et Amanda BURLOCK. 2018. « Emploi du temps : la charge de travail totale, le travail non rémunéré et les loisirs », Femmes au Canada : rapport statistique fondé sur le sexe, produit no 89-503-X au catalogue de Statistique Canada.

MUNASINGHE, Lalith, Tania REIF et Alice HENRIQUES. 2008. « Gender gap in wage returns to job tenure and experience », Labour Economics, vol. 15, no 6, p. 1296 à 1316.

NEUMARK, David, Daniel POLSKY et Daniel HANSEN. 2000. « Has Job Stability Declined Yet? New Evidence for the 90s », On the Job: Is Long-Term Employment a Thing of the Past?, David Neumark, éditeur, Russell Sage Foundation, New York.

NOONAN, Mary C., Mary E. CORCORAN, et Paul N. COURANT. 2005. « Pay differences among the highly trained: cohort differences in the sex gap in lawyers’ earnings », Social Forces, vol. 84, no 2, p. 853 à 872.

PARENT, Daniel. 1999. « Methods of pay and earnings: A longitudinal analysis », Industrial and Labor Relations Review, vol. 53, no 1, p. 71 à 86.

PELLETIER, Rachelle, Martha PATTERSON, et Melissa MOYSER. 2019. « L’écart salarial entre les sexes au Canada : 1998 à 2018 », Statistiques sur le travail : Documents de recherche, produit no 75-004-X au catalogue de Statistique Canada.

SCHIRLE, Tammy 2008. « Why have the labor force participation rates of older men increased since the mid- 1990s », Journal of Labor Economics, vol. 26, no 4, p. 549 à 594.

SCHIRLE, Tammy. 2015. « The gender wage gap in the canadian provinces, 1997-2014 », Analyse de politiques, vol. 41, no 4, p. 309 à 319.

SCHWEITZER, Linda, Eddy S. W. NG, Sean LYONS, et Lisa KURON. 2011. « Exploring the career pipeline: gender differences in pre-career expectations », Relations industrielles / Industrial Relations, vol. 66, no 3, p. 422 à 444.

SULLIVAN, Sherry E. et Lisa A. MAINIERO. 2007. « The changing nature of gender roles, alpha/beta careers and work life issues: theory driven implications for human resource management », Career Development International, vol. 12, no 3, p. 238 à 263.

TURCOTTE, Martin. 2011. « Les femmes et l’éducation ». Femmes au Canada : rapport statistique fondé sur le sexe, produit no 89-503-X au catalogue de Statistique Canada.

UPPAL, Sharanjit et Sébastien LAROCHELLE-CÔTÉ. 2014. « Évolution du profil professionnel des jeunes hommes et des jeunes femmes au Canada », Regards sur la société canadienne, produit no 75-006-X au catalogue de Statistique Canada.

WELLINGTON, Alison J. 1993. « Changes in the male-female wage gap, 1976-85 », Journal of Human Resources, University of Wisconsin Press, vol. 28, no 2, p. 383 à 411.

WILLIAMS, Christine L. 1992. « The glass escalator: hidden advantages for men in the “female” professions », Social Problems, vol. 39, no 3, p. 253 à 267.

ZEYTINOGLU, Isik U. et Gordon B. COOKE. 2008. « Non-standard employment and promotions: a within genders analysis », Journal of Industrial Relations, vol. 50, no 2.

Date de modification :