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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

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’activité^Note 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 rémunéré^Note 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).

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
Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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
Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 an^Note ). 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 hommes^Note , travaillant plus souvent moins d’heures hebdomadaires et s’absentant du travail pour prendre soin des enfants et assumer d’autres responsabilités familiales^{Note 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 salaire^Note . 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 femmes^Note . 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 pénalité^Note . 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’avancement^Note .

Alors que le débat sur l’écart salarial entre les sexes^Note se poursuit^Note , 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 sexes^Note .

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 recours^Note .

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 neuf^Note . 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 emploi^Note . 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 donnée^Note . 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 1987^Note . 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 emploi^Note .

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 récession^Note . 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.

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
Note 1 Voir le texte pour obtenir une définition et des calculs. Retour à la référence de note 1 referrer Note : La différence observée entre le taux d’embauche des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de 95 %, de 1976 à 1989, et à un niveau de confiance de 90 %, de 2010 à 2013. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 femmes^Note .

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 professions^Note .

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.



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 appliquées^Note 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 2017-2018^Note . 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 salaire^Note . 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 cours^Note .

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 pénalité^Note . 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’avancement^Note . 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 2015^Note .

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
Note 1 Les estimations sont une moyenne pondérée pour une période de deux ans. Retour à la référence de note 1 referrer Note : La différence observée entre le taux d’embauche des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de **95 % ou de ***99 %. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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.

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
Note : La différence observée entre le taux de maintien en poste des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de *90 % et de **95 %. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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).

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
Note : La différence observée entre le taux de maintien en poste des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de 95 %, de 1976 à 1980, de 1985 à 1989 et dès 2004. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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.



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 canadien^Note .

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 partiel^Note . 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).

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
Note : La différence observée entre le taux de maintien en poste des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de **95 %. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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.



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 ans^Note . 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 âges^Note . 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?

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
... n'ayant pas lieu de figurer Note 1 Les estimations sont une moyenne pondérée pour une période de deux ans. Retour à la référence de note 1 referrer Note : Dès l’âge de 35 à 39 ans, la différence observée entre le taux de maintien en poste de la cohorte de 1997-1998 et celui de la cohorte de 1987-1988 a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de 95 %. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 hommes^Note .

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
Note : La différence observée entre le taux de maintien en poste des hommes et celui des femmes a été considérée comme statistiquement significative à un niveau de confiance de **95 %. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 famille^Note . 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 employeur^{Note 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 passé^Note . 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 femmes^Note . 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 femmes^Note .

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?



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 rémunération^Note .

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’enseignement^Note . 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 tard^Note , 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 femmes^Note ou si les hommes et les femmes affichent des différences quant à leurs aptitudes à négocier des augmentations ou des promotions^{Note 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’emploi^Note . 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 emploi^{Note 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 STGM^Note , 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’emploi^Note . 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 inférieur^Note .

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’avancement^Note . 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 sexes^Note . 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 gratifiants^{Note 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 plein^Note .

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 femmes^Note . 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 %, respectivement^Note .

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
Note 1 Voir le texte pour obtenir une définition et des calculs. Retour à la référence de note 1 referrer Note : La différence observée entre le taux de cessation d’emploi des hommes et celui des femmes a été considérée statistiquement significative à un niveau de confiance de 95 %, de 1977 à 1981, 1984 à 1989, et à un niveau de confiance de 90 %, de 2009 à 2014. Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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.

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
Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 groupe^Note (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 1998^Note .



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 2018^{Note 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).

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
Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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
Source : Statistique Canada, Enquête sur la population active, calculs de l'auteur.

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 : R_t,c = N_t,c / N_{t-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 N_0,1998 et le nombre de travailleurs comptant de 1 à 2 années d’ancienneté en 1999 est N_1,1999, le taux de maintien en poste sur un an en 1999 serait calculé comme suit : N_1,1999 / N N_0,1998.

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 N_0,1998 et le nombre de travailleurs comptant de 60 à 72 mois d’ancienneté à l’année t+5 N_{60-72, 2013}. Le taux de maintien en poste sur cinq ans en 1998 serait calculé comme suit : N_{60-72, 2013} / N N_0,1998.

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 :

$s= \surd \frac{nsample X p X \left(1-p\right)}{nris{k}^2}$ , 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.

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