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Nous nous penchons maintenant sur les résultats de notre analyse empirique des cheminements dans les études postsecondaires et de la persévérance, résultats fondés sur les données du SIEP (« SIEPL »). Nous examinons d'abord les taux de transition (« risque ») principaux liés à l'obtention d'un diplôme, à la poursuite des études, au changement de programme et au décrochage, ainsi que les taux cumulatifs connexes, afin d'obtenir une perspective à plus long terme de la situation des étudiants chaque année après le début de leur programme. Nous examinons ensuite les migrants de façon plus détaillée, afin de déterminer où ils se dirigent exactement. Puis nous suivons ceux qui reviennent aux études après avoir décroché, afin de déterminer combien le font et où ils le font. La sous-section qui suit change de perspectives légèrement et passe de cet examen de la dynamique plus rudimentaire de la persévérance au nombre de personnes qui obtiennent un diplôme d'un programme et qui poursuivent leurs études postsecondaires et, encore une fois, nous examinons ces modèles de façon approfondie (où, à quel niveau, etc.).
5.1 Taux de transition et de transition cumulatifs : persévérance dans les EPS
Taux de transition
Les tableaux 2 et 3 montrent les taux de transition de base pour les échantillons 1 et 2. Ce dernier comprend trois variantes : étudiants de tous les âges, étudiants qui ont commencé leurs programmes entre 17 et 20 ans, et le même groupe d'âge, pour lequel nous examinons une liste plus large de programmes dans lesquels les personnes pourraient être classées comme des migrants (plutôt que des décrocheurs).
Tableau 2 Taux de risque de transition selon l'année du programme, échantillon 1
Tableau 3 Taux de risque de transition selon l'année du programme, échantillon 2
Les calculs montrent le pourcentage d'étudiants – tout d'abord après un an (« année 1 ») – qui ont obtenu un diplôme de leurs programmes, ont poursuivi leurs programmes (c.-à-d. qu'ils étaient toujours inscrits dans le même établissement) ou encore ont changé d'établissement ou ont abandonné les EPS. (Voir ce qui précède pour un examen plus approfondi du contexte des données et de l'approche analytique, de l'élaboration des échantillons, des définitions précises de ces transitions et d'autres questions méthodologiques.)
Les chiffres pour l'«année 2 » représentent les transitions cette année-là, encore une fois mesurées du point de vue de la situation de l'étudiant à la date « anniversaire » pertinente, pour les étudiants qui n'ont pas fait de transition la première année, ce qui constitue le point de départ des calculs du taux de risque comme ceux-là (expliqués précédemment). Ainsi, un étudiant peut avoir obtenu son diplôme à la fin de l'année 2, peut être toujours inscrit dans le même établissement ou peut avoir changé d'établissement ou abandonné les EPS. L'exercice est par la suite repris pour la troisième année, dans le cas de l'échantillon 1, mais pas pour l'échantillon 2 (pour lequel aucun enregistrement de l'année 3 n'est observé en raison de la façon dont l'échantillon est constitué et qui est décrite précédemment).
Lorsque l'on compare les résultats de l'échantillon 1 et de l'échantillon 2, les données montrent que les taux de persévérance sont généralement plus élevés pour l'échantillon 2, particulièrement la variante limitée par l'âge (17 à 20 ans) de cet échantillon, tandis que les taux d'obtention d'un diplôme sont plus faibles, ce qui fait ressortir la nature différente des deux échantillons. À notre avis, l'échantillon 2 « parvient » un peu mieux à rendre compte de la situation des personnes à partir du moment où elles commencent véritablement un nouveau programme, plutôt que, dans certains cas, celles qui « commencent » un programme qui, dans les faits, est le prolongement d'un programme déjà en cours (ce qui pourrait caractériser certains enregistrements de l'échantillon 1, comme il est indiqué précédemment).
Il convient de souligner, par exemple, les taux d'obtention de diplôme légèrement plus faibles chez les étudiants au baccalauréat les premières années dans l'échantillon 2. Les résultats semblent les plus « nettement définis » pour le groupe plus jeune (échantillon 2 – 17 à 20 ans), qui est considéré comme le meilleur pour rendre compte des personnes qui commencent véritablement un nouveau programme (probablement le premier dans la plupart des cas), plutôt que de celles qui poursuivent un programme qui a déjà été entrepris d'une façon ou d'une autre. C'est pourquoi, dans le reste du présent document, nous axons le gros de nos observations sur les résultats de l'échantillon 2, l'accent le plus important étant mis sur la version limitée par l'âge même si, dans la plupart des cas, nous montrons aussi les résultats pour le groupe d'âge plus étendu.
Selon le tableau 3 (échantillon 2) et en commençant au niveau universitaire, les chiffres montrent que les « taux de décrochage » la première année, du point de vue des établissements individuels (c.-à-d. les migrants plus les décrocheurs) sont de 21,7 % et de 20,2 % dans les deux sections du haut (c.-à-d. les personnes de tous les âges et celles qui ont commencé leurs programmes entre 17 et 20 ans), ce qui est près du taux de décrochage moyen la première année de 24 % pour 13 universités canadiennes, selon Wong (1994).
Toutefois, certains de ces « décrocheurs » sont en fait des migrants : 4,6 % et 5,1 % en termes absolus, respectivement pour les deux groupes, ou 21,2 % et 25,2 % en termes relatifs, en comparaison avec tous ceux qui quittent un établissement donné (c.-à-d. en comparaison avec les totaux de migrants et de décrocheurs mentionnés précédemment). Nous voyons ainsi que le fait de laisser de côté les changements d'établissement entraîne une surestimation substantielle du nombre de personnes qui abandonnent les études postsecondaires. Les taux de décrochage « véritables » (c.-à-d. l'abandon total des EPS) demeurent à 17,1 % et 15,1 % dans les deux échantillons1.
Les taux de migration et de décrochage sont considérablement plus faibles la deuxième année par rapport à la première, comme il fallait s'y attendre, mais demeurent substantiels. Par exemple, dans l'échantillon des 17 à 20 ans, les taux de décrochage passent de 15,1 % à 11,7 %, tandis que les taux de migration passent de 5,1 % à 4,2 %.
Si l'on revient à l'échantillon 1, qui comporte des taux jusqu'à la troisième année, les données laissent supposer que les taux de décrochage et de migration représentent environ la moitié de ceux de l'année 1 à ce moment-là. Cela constitue probablement une indication de ce qui se produit dans l'échantillon 2 aussi, mais évidemment, nous ne pouvons pas dire avec certitude que cela sera le cas, en l'absence de données réelles2.
L'élargissement de la liste des programmes dans lesquels les étudiants universitaires sont considérés comme des « migrants » (plutôt que des décrocheurs), en vue d'inclure les programmes autres que d'études postsecondaires dans des établissements postsecondaires (p. ex., les cours de courtes durées, la formation linguistique, etc.) donnent les résultats figurant dans la partie inférieure du tableau 3 (encore une fois à partir de la variante plus jeune de l'échantillon 2). Cela a pour effet de réduire le taux de décrochage un peu plus, à 13,8 %, et d'augmenter le taux de persévérance et les taux de migration en conséquence.
De ce point de vue, le « taux de décrochage » la première année passe de 20,2 %, lorsque l'on additionne les décrocheurs et les migrants (c.-à-d. la « perspective des établissements ») et lorsqu'une gamme plus étroite de programmes sont inclus dans le cas des migrants (c.-à-d. la deuxième section des résultats), à 13,8 %, lorsque seuls les véritables décrocheurs sont pris en compte (c.-à-d. que les migrants sont pris en compte) et que les migrants incluent les étudiants qui suivent des programmes autres que d'études postsecondaires dans des établissements postsecondaires.
Cela représente une réduction du taux de décrochage estimé de 6,4 points de pourcentage en termes absolus, ou 32 % en termes relatifs. Les données du SIEP donnent par conséquent une perspective substantiellement différente du nombre de décrocheurs au niveau postsecondaire par rapport à ce qui serait estimé à partir des données propres aux établissements. (Voir ci-après le nombre de personnes qui retournent aux études après avoir décroché, ce qui constitue une autre considération importante dans le calcul de tout taux de persévérance « global ».)
Il convient aussi de souligner que les taux de décrochage sont considérablement plus élevés chez les étudiants au collégial que chez ceux au baccalauréat : 22,6 % (collégial) comparativement à 15,1 % (baccalauréat) la première année, dans la section du milieu du tableau 3, et 19,7 % comparativement à 11,7 % la deuxième année. Ce modèle rend probablement compte du lien généralement plus faible des étudiants collégiaux avec les EPS, tant du point de vue de l'inscription que des modèles subséquents de persévérance3.
Ce qui diffère aussi entre les deux groupes c'est que la migration est presque négligeable dans le cas des étudiants au collégial, tandis que les chiffres sont élevés pour les étudiants au baccalauréat. Ces constatations sont intéressantes en elles-mêmes et laissent aussi supposer que les taux de décrochage relatifs des étudiants au collégial et au baccalauréat, selon les données propres aux établissements, auront tendance à sous-estimer le nombre plus élevé d'étudiants au collégial qui abandonnent les EPS par rapport aux étudiants au baccalauréat – une constatation importante dans l'évaluation globale des deux systèmes. Nous reviendrons à ces deux questions plus tard, lorsque nous examinerons de façon plus approfondie vers quoi les migrants se dirigent.
Les taux d'obtention d'un diplôme sont évidemment faibles pour le groupe des étudiants au baccalauréat au cours des premières années suivant le début des programmes, mais substantiels pour les étudiants au collégial, en raison de leurs programmes généralement plus courts.
Taux de transition cumulatifs
Les tableaux 4 et 5 montrent les taux de transition cumulatifs selon l'année. Ils tiennent compte de ceux qui migrent ou qui décrochent (ou obtiennent un diplôme) au cours de la ou des premières années, ainsi que de ceux qui poursuivent d'abord leurs programmes, puis font l'une de ces transitions une année subséquente. Les calculs consistent essentiellement à additionner les taux des différentes années, afin de montrer combien de personnes poursuivent leurs études et combien ont fait l'une ou l'autre des transitons pertinentes au moment pertinent (après un an, après deux ans, après trois ans)4. Nous mettons encore une fois l'accent sur l'échantillon 2.
Tableau 4 Taux de transition cumulatifs selon l'année du programme, échantillon 1
Tableau 5 Taux de transition cumulatifs selon l'année du programme, échantillon 2
Les taux la première année sont (du fait de la constitution de l'échantillon) les mêmes que ceux déjà notés, même si les taux de transition cumulatifs la deuxième année sont évidemment plus élevés que les taux de transition des deux premières années additionnées. Pour l'échantillon 2 (tableau 5), nous observons des taux de décrochage cumulatifs sur deux ans de 27 % chez les étudiants au baccalauréat (tous les âges) ou de 24,5 % (17 à 20 ans), une autre proportion de 7 à 8 % ayant changé de programme. Lorsque l'on additionne les décrocheurs et les migrants, 34,4 % et 32,9 % d'étudiants au total (tous les âges comparativement aux 17 à 20 ans) ont quitté l'établissement où ils ont commencé leur programme – et environ les trois quarts d'entre eux ont abandonné les EPS complètement, l'autre quart étant parti étudier ailleurs.
Les taux de décrochage cumulatifs des étudiants au collégial se situent à 31,5 % (tous les âges) et à 33 % (17 à 20 ans), tandis que les taux de migration demeurent très faibles.
Dans chaque cas, les taux de décrochage sont un peu plus faibles, et les taux de migration en particulier sont un peu plus élevés lorsqu'une gamme plus vaste d'inscriptions à des programmes sont considérées comme des migrations (la première section du tableau).
Étudiants à un programme de maîtrise, de premier grade professionnel et de doctorat
Dans les tableaux 6 (taux de risque) et 7 (taux cumulatifs fondés sur ces taux de risque), les taux de transition sont fournis pour les étudiants à la maîtrise, dans un premier grade professionnel et au doctorat. Ils sont fournis uniquement pour l'échantillon 1, parce que nous ne voulons pas limiter l'analyse aux personnes qui n'ont pas suivi d'autre programme auparavant, comme c'était notre intention dans l'échantillon 2. Cela vient du fait que nous souhaitons inclure les personnes qui ont commencé leurs programmes après en avoir suivi (terminé) un autre, le problème de programme continu que l'échantillon 2 visait dans une large mesure à résoudre n'étant probablement pas aussi important dans ce groupe.
Il n'est pas étonnant de constater que les taux de décrochage sont beaucoup plus faibles à ces niveaux d'études que chez les étudiants au baccalauréat et au collégial : la première année, ils se situent à 9,5 %, 5,5 % et 6,3 % aux trois niveaux, respectivement (tableau 6). La migration est presque inexistante.
Parmi les autres constatations intéressantes figure le modèle non linéaire pour les étudiants au doctorat, dont les taux de décrochage diminuent de l'année 1 à l'année 2, puis augmentent à nouveau pour l'année 3, ce qui rend peut-être compte, notamment, des effets des évaluations globales qui ont habituellement lieu après deux ans.
Les taux de décrochage cumulatifs la troisième année (tableau 7) touchent les trois niveaux et sont de 19 % (maîtrise), 8,7 % (premier grade professionnel) et 12,1 % (doctorat). Compte tenu des faibles taux de migration qui caractérisent ces groupes, ces taux devraient, contrairement aux résultats au baccalauréat et au collégial, être comparables à ce qui serait obtenu à partir de données propres aux établissements, si tous les établissements de la région de l'Atlantique pouvaient être inclus dans les calculs.
Taux de transition selon les caractéristiques des personnes et la province
Les tableaux 8 et 9 montrent les taux de transition selon le sexe, l'âge, la province et la cohorte pour les deux principales variantes de l'échantillon 2 (tous les âges, 17 à 20 ans). Les tableaux 10 et 11 montrent les taux cumulatifs connexes. Les modèles sont similaires pour les deux échantillons, et varient principalement par niveau seulement (comme il fallait s'y attendre). Pour des raisons pratiques, nous axons nos commentaires sur les échantillons plus jeunes (tableaux 9 et 11).
Les hommes abandonnent à des taux considérablement plus élevés que les femmes au niveau universitaire : 17 % comparativement à 13,8 % la première année pour le groupe des 17 à 20 ans, 14,4 % comparativement à 10 % la deuxième année, avec une différence cumulative de 28,4 %, comparativement à 21,9 % à la fin de l'année 2. Il semble donc pertinent de se demander quel est le problème des hommes en ce qui a trait aux taux de persévérance ainsi qu'aux taux d'accès, c'est-à-dire la poursuite d'études postsecondaires ou l'accès à celles-ci.
Les répercussions de ces résultats sont importantes. Non seulement les hommes s'inscrivent-ils à l'université à des taux beaucoup plus faibles que les femmes (p. ex., Finnie, Lascelles, Laporte (2004), Finnie et Mueller (2008), Frenette et Zeman (2007)), mais ils sont aussi beaucoup moins susceptibles de poursuivre leurs études. Les différences entre les sexes dans les taux finaux d'obtention d'un diplôme – c'est-à-dire le nombre de personnes qui obtiennent un diplôme dans les faits – sont par conséquent encore plus asymétriques que ne le montrent les taux d'accès que nous avons examinés précédemment.
Les taux de migration des femmes sont, par contre, un peu plus élevés que ceux des hommes. Cela signifie que, lorsque nous additionnons les taux de décrochage et de migration, ce qui représente (encore une fois) le « taux de décrochage » du point de vue des établissements, les différences réelles entre les sexes en ce qui a trait à la persévérance dans les études postsecondaires (c.-à-d. en tenant compte des migrants) sont sous-estimées. L'avantage de pouvoir inclure les migrants dans notre analyse, ce que rendent possible les données du SIEP, ressort encore une fois. Les raisons de ces modèles différents selon le sexe constituent un sujet intéressant pour des recherches futures.
Les modèles selon le sexe sont plus hétérogènes au niveau collégial : un taux de décrochage de 22,1 % pour les hommes comparativement à un pourcentage plus élevé de 24,1 % pour les femmes, la première année, mais un pourcentage de 21,5 % pour les hommes et un pourcentage plus faible de 17,9 % pour les femmes, la deuxième année. Cela a pour résultat que leurs taux cumulatifs à la fin de la deuxième année sont presque identiques (33,1 % et 33,6 % respectivement). Dans ce cas, les avantages des données du SIEP sont qu'elles permettent de déterminer avec précision les taux de décrochage, à différents moments dans les programmes, les tailles d'échantillon disponibles fournissant des estimations plus précises que celles possibles à partir des données propres aux établissements.
Les taux de décrochage augmentent substantiellement avec l'âge (mesurés l'année pendant laquelle la personne a entrepris son programme) pour les étudiants au baccalauréat (tableaux 8 et 10 seulement, étant donné que les tableaux 9 et 11 comprennent le groupe des 17 à 20 ans seulement). Encore une fois, les résultats cumulatifs font ressortir ces effets de la façon la plus marquée. Après deux ans, les taux de décrochage sont de 24,5 %, 35,5 % et 39,2 % respectivement chez les 17 à 20 ans, les 21 à 25 ans et ceux de 26 ans et plus au début de leurs études (tableau 10).
Parallèlement, les taux de migration des étudiants au baccalauréat diminuent avec l'âge, et de façon encore plus marquée que les hausses dans les taux de décrochage en termes relatifs (mais pas en termes de variations absolues en points de pourcentage, étant donné que les taux de migration sont généralement beaucoup plus faibles que les taux de décrochage). Les taux de migration sont, à la fin de l'année 2, de 8,4 %, 3,7 % et 2,2 % pour ces trois groupes d'âge différents.
L'une des façons d'interpréter ces deux ensembles de résultats semble être que les étudiants plus âgés savent mieux dans quel domaine ils veulent étudier et où (et changent pas conséquent moins de programme), mais sont moins susceptibles de persévérer (taux plus élevé d'abandon). Évidemment, les responsabilités familiales et autres accrues chez les étudiants plus âgés peuvent jouer un rôle important dans cette dynamique : elles peuvent, par exemple, réduire la mobilité et exercer des pressions différentes sur les défis liés à la poursuite des études. Cela pourrait constituer le sujet d'une autre recherche à partir du SIEP.
Dans le cas des étudiants au collégial, les modèles d'abandon selon l'âge sont légèrement inverses dans les faits, les taux étant légèrement plus faibles pour les étudiants plus âgés (les taux de migration demeurent négligeables). Le fait de s'inscrire au niveau collégial à un âge plus avancé semble donc être un cheminement mieux défini qu'au baccalauréat, non seulement du point de vue du plus grand nombre de personnes touchées (comme nous l'avons vu précédemment), mais aussi du point de vue des modèles connexes de persévérance.
Selon la province, les différences sont peut-être étonnamment faibles, compte tenu de la nature diversifiée des différents systèmes d'EPS, en ce qui a trait au nombre d'établissements, à leur emplacement, au barème des frais de scolarité, etc. Au niveau universitaire, les taux de décrochage la première année vont de 15,2 % à 19,1 % dans l'échantillon des étudiants de tous les âges, et de 12,9 % à 17,5 % pour le groupe plus restreint des 17 à 20 ans. Toutefois, à l'intérieur de ces fourchettes, Terre-Neuve-et-Labrador, l'Île-du-Prince-Édouard et le Nouveau-Brunswick sont relativement étroitement regroupés, à quelques points les unes des autres, la Nouvelle-Écosse constituant dans une certaine mesure une valeur aberrante, avec des taux plus faibles (les deux échantillons).
Encore une fois, les taux cumulatifs figurant dans le tableau 11 vont dans le même sens : les taux de décrochage varient entre 25,9 % et 27,1 % pour les trois provinces « regroupées » à la fin de l'année 2, tandis qu'ils sont de 21,4 % en Nouvelle-Écosse.
Dans ce contexte, on ne peut pas passer sous silence que la Nouvelle-Écosse affiche les taux de frais de scolarité les plus élevés des provinces de l'Atlantique, et même si ces corrélations simples n'arrivent pas à démontrer un rapport de cause à effet entre les coûts et la persévérance, les modèles sont intéressants : les frais de scolarité plus élevés ne donnent pas nécessairement lieu à des taux de décrochage plus élevés.
Ces taux plus faibles ne sont pas non plus attribuables à des « effets de composition » évidents, une province ayant des taux d'accès plus faibles au départ devant avoir des taux de persévérance plus élevés, selon le principe que ceux qui entrent dans le système représentent un groupe plus restreint. En fait, les taux d'accès sont, dans les faits, plus élevés en Nouvelle-Écosse que dans toute autre province de l'Atlantique (et en fait les plus élevés de toutes les provinces et de tous les territoires au Canada) : la Nouvelle-Écosse est associée à la fois à des taux d'accès plus élevés et des taux de persévérance plus élevés5.
Évidemment, la Nouvelle-Écosse diffère des autres provinces pour d'autres aspects aussi, y compris par son nombre plus grand d'étudiants provenant de l'extérieur de la province (et de l'extérieur de la région)6, qui sont susceptibles d'avoir des capacités généralement plus grandes, d'être plus motivés et de différer d'autres façons qui peuvent être liées à des taux de persévérance plus élevés ou y contribuer. Il faudrait mesurer les différences provinciales dans les taux de persévérance uniquement après avoir pris en compte ces facteurs, avant de pouvoir se prononcer définitivement concernant la façon dont les taux se comparent véritablement selon la province et – peut-être la question plus intéressante – du pourquoi, ainsi que de tirer des conclusions qui pourraient avoir des répercussions sur les politiques à venir7.
Il est peut-être aussi surprenant de constater que les taux de migration ne varient pas considérablement selon la province non plus, en dépit, par exemple, de la croyance selon laquelle « il suffit de traverser la rue pour fréquenter un autre établissement » à Halifax, et du nombre généralement plus élevé, ainsi que de la répartition plus large des campus dans cette province par rapport aux autres. Toutefois, dans ce cas encore, une étude plus approfondie devra être effectuée, avant de pouvoir tirer des conclusions utiles au sujet de ces modèles.
Au niveau collégial, les taux de transition la première année sont aussi similaires d'une province à l'autre, sauf à l'Île-du-Prince-Édouard, où les taux sont plus faibles. Toutefois, la taille de l'échantillon représente un facteur dans ce cas, tout comme dans celui des résultats la deuxième année, de façon plus générale, ce qui fait que nous n'accordons pas trop d'importance à ce modèle particulier. En ce qui a trait au reste des résultats pour le collégial, de nombreuses différences sont observées, mais leur type fait souvent en sorte que les modèles s'annulent au fil du temps (p. ex., voir les taux cumulatifs l'année 2) et font ressortir autrement des différences entre les établissements, comme celles ayant trait à la durée d'un programme particulier (p. ex., consulter certains des modèles de persévérance et d'obtention d'un diplôme au fil des ans).
Un autre ensemble de résultats au niveau provincial est inclus à l'annexe 2, mais les mises en garde qui viennent d'être mentionnées concernant les différences globales selon la province s'appliquent aussi dans ce cas (et probablement davantage), ce qui fait que la décision de consulter ces autres résultats revient aux lecteurs, ceux-ci devant faire preuve de prudence du point de vue de leur interprétation. Ceci étant dit, les différences se situent davantage dans les niveaux que dans les modèles selon les autres variables et ne semblent pas faire ressortir d'autres situations intéressantes (p. ex., la situation selon le sexe, l'âge, etc., est uniforme d'une province à l'autre).
Évidemment, le suivi des modèles provinciaux représenterait un domaine intéressant de recherche pour l'avenir. Il suffit de dire que ces comparaisons directes, qui sont facilitées par le SIEP, sont en fait nouvelles et uniques et représentent par conséquent le point de départ possible d'autres études plus approfondies au sujet des modèles provinciaux.
Enfin, les petites différences selon la cohorte (le dernier ensemble de résultats dans chaque cas), tant au niveau collégial qu'universitaire, font ressortir des méthodes de sélection solides pour cet échantillon. Si, par exemple, les taux avaient été significativement différents pour les deux cohortes, nous aurions pu penser que nous utilisions des types différents d'étudiants les deux années, ce qui aurait pu indiquer que nos méthodes de sélection d'échantillon n'étaient pas aussi robustes que nous le souhaitions. Ce n'est toutefois pas le cas.
Taux de transition au niveau des établissements
Sur la base des résultats au niveau provincial présentés précédemment, l'annexe 3 comprend un ensemble de résultats au chapitre de la persévérance pour les différents établissements (encore une fois seulement au collégial et au baccalauréat). Ces résultats sont intéressants, ne seraitce que parce que des comparaisons directes sont possibles pour la première fois – ce qui démontre encore une fois les nouvelles perspectives des taux de persévérance qu'offre le SIEP.
Toutefois, les mises en garde concernant les résultats au niveau provincial doivent être reprises – et renforcées encore davantage –pour ces résultats au niveau des établissements. Cela vient (encore une fois) de ce qu'il existe de nombreuses raisons possibles pour expliquer ces modèles et que la comparaison des taux bruts ramène essentiellement la présente étude à un exercice théorique, qui n'a pas de signification réelle, sauf peut-être de nous inciter à mieux expliquer les modèles aux intervenants, ce qui constituerait en fait un prolongement très intéressant de la présente analyse. L'inclusion de ces résultats est peut-être utile pour cette raison seulement : montrer que ces comparaisons sont possibles et ouvrir la porte à d'autres travaux axés sur ces modèles.
Pourquoi faut-il faire preuve d'une extrême prudence en ce qui a trait à ces différences entre les établissements? Parce qu'elles découlent peut-être de l'une ou l'autre des causes suivantes (et peut-être d'autres).
- Des différences dans les structures de programme et/ou des différences (peut-être connexes) dans l'organisation des données sous-jacentes ou des méthodes de rapport d'un établissement à l'autre, qui entraînent des variations dans les données qui ne rendent pas compte de différences réelles dans les comportements sous-jacents. Cela se produit même si le projet du SIEP vise la plus grande uniformisation possible, et si nous avons tenté de produire des chiffres uniformes : voir, par exemple, l'examen de nos règles de sélection de l'échantillon, les raisons qui font que nous traitons la persévérance au niveau de l'établissement plutôt qu'au niveau du programme, précédemment, et les autres examens de nos méthodes et de nos données qui précèdent. En dépit de tous ces efforts, il subsiste des problèmes de comparaison de « pommes avec des oranges ».
- Des différences dans les caractéristiques des étudiants. Par exemple, certains établissements peuvent avoir des taux de persévérance plus faibles (ou plus élevés) parce qu'ils ont un plus grand nombre (ou un plus petit nombre) d'étudiants qui affichent de façon inhérente une « faible persévérance » (ou « une forte persévérance ») que d'autres établissements8.
- Des différences dans les règles institutionnelles, qui font en sorte qu'il est relativement plus facile de rester ou de partir, de partir et de revenir ou de suivre d'autres cheminements.
- Des différences dans les règles au niveau provincial ou d'autres facteurs possibles au niveau provincial (liés à la politique), comme l'aide financière aux étudiants, qui peuvent avoir des répercussions sur les établissements d'une province donnée.
- Des différences dans la situation externe, par exemple, le taux de chômage au niveau local, auxquelles font face les étudiants d'un établissement donné, qui peuvent avoir un effet sur les avantages relatifs ou la facilité d'accéder aux EPS ou de les poursuivre.
La détermination et la prise en compte de ces facteurs et d'autres facteurs est essentielle avant toute interprétation utile des résultats pour les établissements. On ne devrait par conséquent pas trop intervenir en ce qui a trait aux chiffres bruts, tout comme on ne devrait pas non plus trop intervenir au sujet des taux de décès ou d'autres mesures de la « réussite » des différents hôpitaux, ou des mesures du rendement des étudiants de la maternelle à la douzième année (encore une fois, voir les travaux récents de David Johnson à cet égard), etc.
Toutefois, les résultats font ressortir ce qu'il est possible d'obtenir à partir des données du SIEP précisément, parce que les établissements de la région de l'Atlantique ont participé à l'exercice de collecte des données qui sous-tend le projet du SIEP, et que ces données pourraient servir à déterminer d'autres ensembles de facteurs qui ont des répercussions sur les taux de persévérance, dont certains ont peut-être des répercussions stratégiques intéressantes (p. ex., la modification des politiques dans un établissement donné, les règles concernant les transferts entre les établissements ou les niveaux d'études, etc.).
5.2 Migrants et décrocheurs qui reprennent les études postsecondaires
Où vont les migrants?
Le tableau 12 présente des données qui permettent un examen plus étroit des migrants : combien demeurent au même niveau d'études (collégial, universitaire), mais changent d'établissement; distinction entre ceux qui demeurent dans la même province et ceux qui vont dans une province différente; nombre de ceux qui changent de niveau d'études, encore une fois en demeurant dans leur province d'origine ou en allant dans une autre province. (Il convient de se rappeler que les données portent sur la région de l'Atlantique, ce qui signifie que seules les migrations à l'intérieur de la région sont prises en compte.)
Tableau 12 Détails concernant les migrants, changements de niveau et de province, échantillon 2
Parmi les étudiants au baccalauréat, et en mettant toujours l'accent sur le groupe des 17 à 20 ans (les modèles sont essentiellement les mêmes pour l'échantillon plus large), les données montrent que les taux de migration se situent à 5,1 % et 4,2 % respectivement la première et la deuxième année (comme nous l'avons vu précédemment dans le tableau 3). Parmi ces personnes, au cours de la première année, exactement les deux tiers (66,7 %) demeurent au même niveau d'études dans leur nouveau programme et, à l'intérieur de ce groupe, une part légèrement plus grande d'étudiants demeurent dans la même province plutôt que de partir (1,9 % comparativement à 1,5 % en pourcentages réels).
Parmi le tiers de migrants qui restent et qui changent de niveau d'études, pour passer de l'université au collège, la plupart demeurent dans leur province d'origine (1,4 %), tandis que les autres (un peu plus de 3 % globalement) changent à la fois de niveau d'études et de province pour poursuivre leurs études.
Dans l'ensemble, ainsi, seulement 1,8 % de tous les étudiants au baccalauréat la première année (âgés de 17 à 20 ans – mais la proportion est à peu près la même pour les étudiants plus âgés) partent pour étudier dans une autre province (de l'Atlantique), au même niveau d'études ou au niveau collégial, au début de leur deuxième année, et la deuxième année, le pourcentage n'est que de 1,3 %. En résumé, la mobilité interprovinciale chez les étudiants au baccalauréat dans la région de l'Atlantique semble assez faible9,10.
Comme nous l'avons vu précédemment, il n'y a pas autant de migrants au niveau collégial : par exemple, seulement 1,3 % et 8 % les deux premières années chez les 17 à 20 ans, et à peine 9 % pour les étudiants de tous les âges. Il est intéressant de noter, toutefois, que la presque totalité d'entre eux changent de niveau d'études (c'est-à-dire qu'ils passent à l'université), tout en demeurant dans la même province.
Malgré tout ce qu'on dit concernant la transition entre le collège et l'université, les chiffres réels semblent très faibles. Le fait qu'ils pourraient, ou devraient être plus élevés, pourrait faire l'objet d'une autre étude.
Combien d'étudients reviennent aux études postsecondaires après avoir décroché?
La dynamique que nous analysons maintenant est le taux de retour aux études postsecondaires après le décrochage. À cette fin, nous utilisons les personnes identifiées comme décrocheurs dans la première partie de l'analyse et nous les suivons pour déterminer combien reviennent aux EPS par la suite. Nous sommes toutefois capables de suivre ces personnes pour une année seulement, dans le cas de l'échantillon 2 que nous privilégions, parce que les échantillons les plus anciens de décrocheurs reprennent les EPS pendant la deuxième année de données (année de rapport 2002-2003), et partent au cours de la troisième année de données (2003-2004), et ne peuvent par conséquent être observés après leur départ que pour 2004-2005.
Les résultats figurant dans les tableaux 13 et 14 sont néanmoins intéressants. La première année, 25 % des décrocheurs au baccalauréat du groupe des 17 à 20 ans reprennent les EPS (20 % dans le cas de l'échantillon de tous les âges). Les taux de décrochage globaux sont par conséquent substantiellement surestimés lorsque l'on ne tient pas compte de ce groupe de « décrocheurs-raccrocheurs ». Autrement dit, les décrocheurs « permanents » sont considérablement moins nombreux que ne le laissent supposer le nombre de « décrocheurs temporaires » – le phénomène bien connu, mais peu quantifié, de « pause »11.
Parmi ceux qui reviennent, environ la moitié (11,9 % des 25 % au total) reviennent dans le même établissement (et au même niveau – c'est-à-dire qu'ils demeurent à l'université). Un autre pourcentage de 5,8 % demeurent au même niveau (c'est-à-dire à l'université), mais changent d'établissement, et ils sont répartis à peu près également entre ceux qui demeurent dans la province (2,8 %) et ceux qui vont dans une autre province de l'Atlantique (3 %). Enfin, 7,4 % changent de niveau d'études (c'est-à-dire qu'ils passent au collégial), la plupart d'entre eux (5,7 %) demeurant dans la province, mais les 1,7 % qui restent changeant à la fois de niveau et de province12.
Parmi les décrocheurs au collégial, une proportion beaucoup plus faible retourne par la suite aux études : 11,5 % (17 à 20 ans) et 10,4 % (tous les âges) pour la première année observée ici. Parmi eux, la plupart retournent dans le même établissement (et au même niveau), soit 8,5 % et 8,4 % respectivement. Parmi les autres, ils sont les plus nombreux à changer de niveau (c'est-à-dire à passer à l'université – 2 % et 1,4 %), et la presque totalité dans la même province. Un autre petit groupe va dans un établissement différent au même niveau, dont la presque totalité dans une autre province (0,9 % et 0,6 %)13.
L'annexe 2 rend compte d'un ensemble similaire de résultats au niveau provincial, mais encore une fois, aucun élément intéressant ne ressort, et les autres mises en garde concernant les comparaisons qui ne tiennent pas compte des autres facteurs s'appliquent aussi.
5.3 Diplômés qui poursuivent leurs études
Combien de diplômés d'EPS poursuivent leurs études?
Nous tirons maintenant parti des données du SIEP de façon différente, en identifiant les personnes qui obtiennent un diplôme d'un programme d'EPS au cours de la période couverte par les données de l'EJET, puis en déterminant combien de ces personnes entreprennent un nouveau programme les années suivantes, directement ou après une année ou deux (ou trois). Nous examinons en outre les niveaux de ces nouveaux programmes, afin d'obtenir un aperçu plus complet de cette dynamique.
Les échantillons utilisés dans la présente partie de l'analyse ne se limitent pas à ceux qui étaient inclus dans l'analyse des nouveaux inscrits, sur lesquels nous avons mis l'accent jusqu'à maintenant, et ne font pas l'objet d'autres critères de sélection similaires (y compris ceux liés à l'âge), étant donné qu'il n'est pas nécessaire de le faire dans une perspective analytique et que cela réduirait considérablement la représentativité de l'analyse.
Pour être incluse dans cette partie de l'analyse, les personnes doivent seulement avoir été identifiées comme ayant obtenu un diplôme d'un programme régulier d'EPS au cours des années de rapport 2001-2002, 2002-2003 ou 2003-2004 du SIEP. Ces personnes sont par la suite suivies le plus longtemps possible, c'est-à-dire de l'année de l'obtention de leur diplôme jusqu'à la fin de 2004-2005 (date à laquelle les épisodes sont censurés à droite de la même façon que dans l'analyse de la transition présentée précédemment). Les personnes de tous les âges sont incluses.
Compte tenu de la couverture exhaustive des données du SIEP, nous nous attendions à identifier toutes les personnes inscrites à un nouveau programme d'EPS dans la région de l'Atlantique pendant cet intervalle. La supériorité des données du SIEP à cet égard, par rapport aux données propres aux établissements, est évidente, étant donné que le retour aux EPS entraînera un changement d'établissement dans un grand nombre de cas14.
L'analyse ne tiendra encore une fois pas compte des personnes qui poursuivent leurs études à l'extérieur de la région de l'Atlantique après avoir terminé un premier programme. Les résultats sont donc potentiellement intéressants, particulièrement pour les administrateurs des EPS et les décideurs, et plus particulièrement ceux de la région de l'Atlantique, mais sont incomplets du point de vue du suivi des profils des EPS subséquents des personnes. Ils représentent dans les faits les taux de réinscription minimum dont rend compte le sousensemble des étudiants qui demeurent dans la région de l'Atlantique.
Le tableau 15 montre les taux de risque pertinents. Ils sont calculés de la même façon que les taux de prévalence présentés précédemment, et correspondent au nombre de diplômés dont on a observé qu'ils avaient commencé un nouveau programme d'EPS, un an, deux ans et trois ans après avoir obtenu leur diplôme initial, dans ces deux derniers cas sous réserve qu'ils n'aient pas commencé de nouveau programme (ou fait de transition) l'année en question et qu'ils ne soient pas autrement censurés à droite. Les taux cumulatifs connexes figurent dans le tableau 16 et devraient être interprétés comme la proportion de diplômés qui ont entrepris un nouveau programme l'année indiquée (selon les calculs à partir des taux de risque figurant dans le tableau 15).
Tableau 15 Taux de risque de début d'un nouveau programme chez les diplômés
Tableau 16 Taux cumulatifs de début d'un nouveau programme chez les diplômés
Deux ensembles de chiffres sont présentés. Dans le premier, on inclut les programmes qui se chevauchent et on en tient compte dans les calculs (c'est-à-dire que le nouveau programme peut avoir commencé avant la date de fin du programme dans lequel le diplôme initial a été obtenu). Dans le deuxième, de tels chevauchements ne sont pas inclus (c'est-à-dire que le nouveau programme doit avoir commencé après la date d'obtention du diplôme du premier), et les personnes qui font une telle transition sont supprimées des calculs. La raison de ce deuxième traitement est encore une fois l'ambiguïté générale de l'interprétation des programmes qui se chevauchent dans le SIEP et dans les faits. Heureusement, les résultats sont à peu près similaires pour les deux ensembles de constatations. Pour des raisons pratiques, nous mettons l'accent sur l'échantillon plus exhaustif.
Les taux de poursuite des EPS sont relativement élevés, même lorsqu'on ne compte pas les nouveaux programmes suivis à l'extérieur de la province. Trois ans après l'obtention du diplôme (tableau 16), plus du tiers (36,5 %) des étudiants au baccalauréat sont inscrits à un autre programme d'EPS, tandis que 30,3 % des diplômés au collégial le sont. Il est intéressant de noter que la grande majorité de ces personnes (aux deux niveaux) se sont inscrites à leur nouveau programme la première année après l'obtention du diplôme (voir les taux de risque du tableau 15, ou les augmentations par année du tableau 16). Les « années de pause » ne semblent pas particulièrement courantes au niveau postsecondaire, même s'il s'agit sans doute d'un cheminement suivi par certains.
À quel niveau les diplômés suivent-ils leurs nouveaux programmes?
Le tableau 12 conclut cette partie de l'analyse des diplômés en fournissant le niveau des nouveaux programmes indiqués dans les tableaux précédents. Parmi les titulaires de baccalauréat, et en mettant l'accent encore une fois sur les échantillons plus larges, nous observons qu'un tiers (34,8 %) de ceux qui reviennent aux EPS le font dans des programmes d'EPS non réguliers, qui ne mènent habituellement pas à un diplôme (catégorie 98).
Cela comprend une vaste gamme de types de programmes, y compris des cours de langue, d'autres cours de perfectionnement de compétences particuliers, et d'autres cours similaires, ainsi que des cours suivis par intérêt personnel. En résumé, un nombre substantiel de titulaires de baccalauréat semblent revenir aux études pour compléter leurs connaissances ou pour poursuivre une « formation non professionnelle » secondaire, d'une façon ou d'une autre, à l'intérieur d'un programme régulier d'EPS.
Presque le tiers (29,2 %) des étudiants suivent ce qui peut être considéré comme des cheminements de carrière conventionnels ou « progressifs » au niveau postsecondaire (codes 10 à 24 inclusivement) : un programme de maîtrise, ou de doctorat ou un premier grade professionnel (médecine, droit, etc.) Il est intéressant de constater, toutefois, que 26,2 % des étudiants sont inscrits dans un nouveau programme de baccalauréat, et que 4,6 % sont inscrits à un programme de diplôme ou de certificat universitaire inférieur au niveau du baccalauréat, ce qui représente au total 60 % des personnes qui demeurent à l'université, à un niveau ou à un autre.
Seulement 4 % de ces titulaires de baccalauréat entreprennent un nouveau programme d'EPS (régulier) au niveau collégial (codes 05 à 07 inclusivement), ce qui semble un chiffre étonnamment faible, compte tenu de toute l'attention accordée à ce cheminement dans la presse populaire. Enfin, 1,2 % des étudiants sont inscrits à des programmes classés comme « inférieurs aux EPS » (code 01), c'est-à-dire des programmes auxquels les exigences habituelles d'admission au collégial (c'estàdire avoir obtenu un diplôme de 12e année) ne s'appliquent pas. Il s'agit notamment de formation linguistique et de mise à niveau/préparation en vue des EPS, de certains programmes d'apprentissage et d'autres programmes de perfectionnement15.
L'étude des détails de ces nouveaux programmes représente un prolongement utile de la présente analyse. En quoi consistent exactement ces nouveaux programmes? Quel est leur lien avec les études antérieures de la personne? Quelle est la durée de ces programmes? Quel est le taux de persévérance à l'intérieur de ces programmes? Que font les diplômés après ces deuxièmes programmes?
Parmi les diplômés collégiaux, 39,5 % sont inscrits à de nouveaux programmes réguliers au niveau collégial, 20,3 % sont au baccalauréat, et seulement 0,2 % à un niveau universitaire plus élevé. Une autre proportion de 17,8 % sont inscrits dans des programmes « inférieurs aux EPS » (mais dans des établissements d'EPS) et 22,1 % dans des programmes non réguliers d'établissements postsecondaires. Il s'agit là d'un cheminement intéressant et potentiellement important, qui pourrait profiter d'une analyse plus poussée.
5.4 Comparaisons avec l'EJET et autres vérifications possibles du SIEP
Il est toujours bon de vérifier les constatations d'une analyse empirique par rapport à d'autres études et données, afin d'évaluer la qualité de chaque source de données sous-jacentes (aucune source n'est parfaite), la nature de l'analyse, la nature générale des constatations et tous les autres éléments qui se prêtent à de telles comparaisons. Cela est particulièrement vrai dans le cas d'un nouvel ensemble de données, d'une nouvelle analyse, ou les deux, ce qui est essentiellement le cas ici.
À cette fin, nous avons effectué un ensemble de vérifications entre les conclusions du SIEP comprises dans le présent document et celles de l'ensemble de données de l'EJET-B. Comme il est mentionné précédemment, l'EJET-B est un ensemble de données majeur de Statistique Canada, qui est constitué d'un échantillon longitudinal d'une cohorte unique de jeunes âgés de 18 à 20 ans, qui ont été interviewés pour la première fois en 2000 et encore une fois dans le cadre de trois enquêtes téléphoniques de suivi, en 2002, 2004 et 2006 (une interview finale a été menée en 2008). L'EJET-B convient bien pour l'analyse de la persévérance dans les études postsecondaires et a été utilisée par les auteurs pour mener une étude qui se compare étroitement à la présente, qui est fondée sur le SIEP (Finnie et Qiu (2008)). Afin de pouvoir effectuer les vérifications souhaitées, nous avons repris certains éléments de base de notre analyse de l'EJET, afin qu'elle soit la plus comparable possible directement avec notre analyse fondée sur le SIEP (en restreignant les données à la région de l'Atlantique, en rajustant certaines de nos définitions, etc.).
Une description détaillée de ces vérifications et de certains résultats connexes figure à l'annexe 4. La conclusion de cet exercice est que, même si certaines différences existent, les résultats sont suffisamment proches (et dans certains cas de façon remarquable) pour nous rassurer davantage concernant les données du SIEP, ainsi que la nature du cadre analytique adopté. D'autres vérifications qui auraient pu être effectuées, y compris celles fondées sur le couplage du SIEP et de l'EJET et du fichier fiscal longitudinal de la DAL, sont aussi suggérées.
Notes
- Il convient de se rappeler que les personnes qui sont inscrites à l'extérieur de la région de l'Atlantique sont classées comme des décrocheurs, et non pas comme des migrants, mais le biais découlant de cette limite dans les données semble faible, comme il est expliqué ci-après.
- Il convient de souligner que les baisses entre l'année 1 et l'année 2 sont similaires en termes relatifs dans les échantillons 1 et 2, ce qui laisse supposer que nous pourrions probablement extrapoler jusqu'à l'année 3 pour l'échantillon 2, à partir des résultats de l'échantillon 1, mais cela devrait être fait avec précaution, pour des raisons évidentes.
- Cette question est abordée de façon plus approfondie dans Finnie et Qiu, 2008, où elle fait l'objet d'une analyse plus détaillée des facteurs aux niveaux individuel et contextuel dont on a observé qu'ils sont liés aux modèles de persévérance.
- Ces taux de transition cumulatifs sont calculés à partir des taux de risque figurant dans les tableaux 2 et 3 et comprennent ainsi une représentation statistique de ce qui se produit lorsque l'on tient compte des personnes observées pendant divers nombres d'années (avec censuration à gauche par conséquent, dans les données sousjacentes), plutôt que de suivre uniquement les plus petits échantillons de personnes observées pour les intervalles indiqués (complets). Il s'agit d'une pratique courante de l'analyse de risque, comme il est expliqué précédemment dans le document.
- Voir Finnie, Laporte et Lascelles (2004) ou Finnie et Mueller (2008) pour les modèles d'accès selon la province.
- Voir Burbidge et Finnie (2000).
- Dans le cadre du projet MEAFE, un document est actuellement en voie de rédaction et vise à déterminer comment les différents règlements et règles des universités affectent les taux de persévérance (une fois pris en compte les caractéristiques des étudiants). On peut communiquer avec les auteurs pour plus de renseignements sur ces travaux.
- Voir Johnson (2008) pour des travaux récents visant à contrôler les caractéristiques des élèves lorsque l'on évalue le classement de la maternelle à la douzième année. Ces travaux visent à résoudre exactement ce type de problème.
- Il serait intéressant de voir combien d'étudiants déménagent lorsqu'ils entreprennent des EPS, mais les renseignements compris dans le SIEP ne sont probablement pas suffisants pour ce faire. Cela vient de ce que l'adresse fournie par les étudiants comme adresse « du domicile » ou « permanente » comporte une valeur limitée à cette fin (c'est-à-dire déterminer d'où ils viennent, même la première année. Par exemple, il peut s'agir uniquement d'une adresse postale, il peut s'agir d'une adresse locale, etc. Voir Burbidge et Finnie (2000) pour une analyse de cette dynamique à partir de l'Enquête nationale auprès des diplômés.
- Les proportions relatives des différents types de migrants – ceux qui changent de niveau, ceux qui changent de province – évoluent dans une certaine mesure la deuxième année (par exemple, il y a une augmentation de la proportion de personnes qui changent de niveau parmi celles qui font une transition). Toutefois, les changements ne sont pas importants, et le nombre global de migrants est même plus faible que l'année 1 (seulement 4,2 % effectuent un changement), ce qui signifie que nous répartissons des différences relativement faibles et que l'on ne devrait pas accorder trop d'importance à ces changements.
- Il faut se rappeler que les décrocheurs sont définis comme ceux qui ne sont pas encore/à nouveau inscrits un an après avoir commencé leurs programmes (plus ou moins un mois).
- Ces résultats devraient être considérés uniquement comme des modèles généraux, en raison des faibles tailles d'échantillon par rapport à ceux observés précédemment qui ont quitté les EPS, afin de déterminer combien reviennent et où.
- Il est presque impossible de demeurer au même niveau, mais de changer d'« établissement », selon la constitution de l'échantillon, dans la plupart des cas, parce que chacune des provinces a un système collégial unifié, ce qui signifie qu'il n'y a qu'un établissement dans la province. Des données sur le « campus » figurent dans le SIEP, mais selon les auteurs, elles ne sont pas uniformes dans l'ensemble du fichier et n'ont pas été exploitées, à tout le moins jusqu'à maintenant. Cela pourrait constituer le sujet de travaux à venir.
- Voir Finnie (2004) pour des données antérieures au sujet d'un ensemble comparable de dynamiques au niveau national, à partir de l'Enquête nationale auprès des diplômés. L'analyse actuelle diffère de ces travaux de nombreuses façons importantes. Non seulement est-elle axée sur la région de l'Atlantique, mais elle rend compte des nouveaux débuts de programmed'EPS, tandis que les données de l'END font état uniquement des programmes d'EPS terminés (additionnels) deux ou cinq ans après l'obtention d'un diplôme d'un premier programme.
- Le codage dans l'ensemble de données du SIEP des programmes « non réguliers » et « inférieurs aux EPS » comporte une certaine ambiguïté quant à leur nature. Tous ces programmes sont offerts par un établissement postsecondaire (le plus souvent un collège), mais leur désignation comme « inférieurs aux EPS » découle du respect des conventions de déclaration, ce qui montre qu'ils ne sont pas similaires aux autres programmes « réguliers » d'EPS.
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