Publications

    Culture, tourisme et Centre de la statistique de l'éducation

    Les expériences des jeunes sur le marché du travail après la fin des études : l'effet des cheminements scolaires au fil du temps

    Chapitre 5
    Résultats de l'analyse multivariée

    Avertissement Consulter la version la plus récente.

    Informations archivées

    Les informations archivées sont fournies aux fins de référence, de recherche ou de tenue de documents. Elles ne sont pas assujetties aux normes Web du gouvernement du Canada et n'ont pas été modifiées ou mises à jour depuis leur archivage. Pour obtenir cette information dans un autre format, veuillez communiquer avec nous.

    Nous estimons trois modèles distincts pour chaque variable dépendante. Le premier modèle comprend uniquement la variable « cheminements scolaires » et une mesure dichotomique indiquant si le répondant a quitté les études depuis deux ans ou depuis six ans. Cette mesure sert à calculer par approximation l'expérience sur le marché du travail. Le deuxième modèle ajoute des mesures contextuelles comme le sexe, le lieu de naissance et le niveau de scolarité des parents, ainsi que deux facteurs importants pendant les études secondaires : la fréquence du travail et les notes. Le troisième modèle, ou modèle intégral, ajoute des variables de l'année pendant laquelle on mesure le résultat sur le marché du travail : la mobilité interprovinciale entre la fin des études secondaires et l'année de mesure des résultats, l'âge, la présence d'enfants dans le ménage, l'état matrimonial, la présence d'un état chronique limitant le travail, la province de résidence, la taille de la population de la collectivité où vivait le répondant et le nombre de mois travaillés (pour les régressions des gains). Nous traitons principalement des résultats des modèles intégraux, mais nous relevons également des variations importantes et substantielles observées entre les modèles1.

    5.1 Probabilité d'être occupé pendant toute l'année (12 mois)

    5.1.1 Moment 1 (un an ou deux après la fin des études à temps plein)

    Le tableau 5.1 présente les résultats d'une série de régressions logistiques prédisant la probabilité de travailler pendant toute l'année (1 si le répondant a travaillé pendant 12 mois, 0 dans le cas contraire) à deux moments différents après la sortie des études à temps plein. Ces modèles produisent des rapports de cotes; si le rapport de cotes est inférieur à 1, il indique un effet négatif; s'il est supérieur à 1, il indique un effet positif2. À première vue, le modèle 3 pour le moment 1 révèle peu d'écarts significatifs par rapport à la catégorie de référence (les non-stoppeurs –université), à quelques exceptions près. Au premier moment (deux ans après la fin des études), les sortants du secondaire, les raccrocheurs sans études postsecondaires, les raccrocheurs ayant fait des études postsecondaires partielles et les stoppeurs – sortants du postsecondaire étaient tous nettement différents de la catégorie de référence mais, dans les deux derniers cas, l'effet était faible. En l'occurrence, chez les sortants du secondaire, la probabilité d'être occupé était de 55,8 %3 inférieure à celle des non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire; chez les raccrocheurs sans études postsecondaires, l'écart est encore plus grand, la probabilité étant de 64,9 %4 inférieure.

    Tableau  5.1 Résultats des régressions logistiques de l'emploi pendant toute l'année à  deux moments après la fin des études à temps pleinTableau 5.1 Résultats des régressions logistiques de l'emploi pendant toute l'année à deux moments après la fin des études à temps plein

    Dans les modèles antérieurs, les jeunes possédant un diplôme d'études secondaires seulement (et qui n'avaient jamais décroché) avaient une probabilité d'être occupé nettement inférieure à celle des diplômés universitaires qui étaient passés directement des études secondaires aux études postsecondaires. Toutefois, cet écart significatif disparaissait lorsque, dans le modèle 3, on tenait compte d'autres facteurs ayant une incidence sur l'emploi. Ces facteurs contemporains atténuaient aussi les effets chez les raccrocheurs ayant fait des études postsecondaires partielles et les stoppeurs – sortants du postsecondaire.

    Les niveaux de signification présentés dans le tableau 5.1 ne reflètent cependant pas l'ensemble de la situation, car ils indiquent uniquement les écarts significatifs entre chaque cheminement et celui du groupe de contrôle, soit les non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire. Après chaque estimation, nous avons effectué une série de tests de Wald afin de déceler des écarts significatifs entre les autres cheminements. Ces tests ont révélé que l'écart le plus important se situait entre le cheminement des non-stoppeurs – collège / université et presque tous les autres cheminements. À l'exception des non-stoppeurs possédant un diplôme d'études collégiales et des stoppeurs titulaires d'un grade universitaire, les non-stoppeurs qui fréquentaient le collège, puis l'université avaient une probabilité d'emploi pendant toute l'année nettement supérieure par rapport à tous les autres cheminements scolaires. Nous avons aussi observé cette tendance dans l'analyse descriptive. De plus, au moment 1, il n'y avait pas d'écart significatif dans la probabilité d'emploi pendant toute l'année entre les deux groupes de raccrocheurs. Autrement dit, deux ans après la fin des études, les jeunes décrocheurs qui étaient retournés aux études avaient une probabilité semblable d'emploi pendant toute l'année, peu importe s'ils poursuivaient ou non des études postsecondaires; ces jeunes raccrocheurs avaient aussi des niveaux d'emploi semblables à ceux des sortants du secondaire qui n'étaient jamais retournés aux études.

    En ce qui concerne l'incidence, sur un premier emploi, d'une pause entre les études secondaires et les études postsecondaires, nous n'observons pas d'écart significatif, ce qui donne à penser que le passage direct des études secondaires aux études postsecondaires ou le report des études postsecondaires n'influence pas la probabilité d'emploi pendant toute l'année deux ans après la fin des études. Les perspectives d'emploi sont à peu près les mêmes pour les deux groupes. Ce constat est important, car il nous permet de mieux comprendre les écarts entre les cheminements observés lors de l'analyse descriptive. Grâce aux constats de l'analyse multivariée, nous pouvons maintenant affirmer avec une certaine confiance que les écarts observés dans l'analyse descriptive ne sont pas corroborés lorsque d'autres facteurs sont pris en compte; les écarts observés entre les stoppeurs et les non-stoppeurs au chapitre de l'emploi, deux ans après la fin des études, semblent donc s'expliquer par d'autres facteurs.

    Sur le plan des variables de contrôle, seuls deux facteurs peuvent être considérés comme des prédicteurs robustes de l'emploi pendant toute l'année. Premièrement, au chapitre de l'emploi à l'adolescence, à l'instar d'études antérieures (Hango et de Broucker, 2007; Marsh et Kleitman, 2005), les résultats montrent que le fait de travailler de une à dix heures par semaine accroît la probabilité d'emploi de 50 %; cette probabilité recule à 40 % si les jeunes travaillaient, en moyenne, entre 10 et 20 heures par semaine. Toutefois, ces effets positifs du travail à l'adolescence sur l'emploi au début de l'âge adulte ne doivent pas nous faire oublier que, selon une étude antérieure, le fait de travailler un grand nombre d'heures pendant les études secondaires est lié à de faibles niveaux de scolarité (Hango et de Broucker, 2007). Deuxièmement, conformément aux résultats d'études antérieures, la présence d'au moins un enfant dans le ménage réduit d'environ 49 % la probabilité d'emploi pendant toute l'année (voir aussi Waldfogel, 1998; Zhang, 2009)5.

    5.1.2 Moment 2 (cinq ou six ans après la fin des études à temps plein)

    Comme ci-dessus, le tableau 5.1 présente les résultats des régressions logistiques aux deux moments. Les résultats du modèle 3 au moment 2 révèlent qu'au chapitre de l'emploi pendant toute l'année, l'avantage des non-stoppeurs – université a presque disparu. Le seul cheminement présentant une probabilité nettement inférieure d'être occupé pendant toute l'année par rapport à la catégorie de référence est celui des raccrocheurs sans études postsecondaires, qui sont pratiquement 70 % moins susceptibles d'être occupés que les non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire. Des tests de Wald révèlent que ce cheminement des raccrocheurs sans études postsecondaires présente aussi une probabilité d'emploi pendant toute l'année nettement inférieure à celle de tous les autres cheminements scolaires, y compris celui des sortants du secondaire. De plus, ces raccrocheurs sans études postsecondaires avaient une probabilité d'emploi nettement plus faible que les raccrocheurs qui avaient poursuivi des études postsecondaires. Cet écart n'existait pas au moment 1, ce qui donne à penser qu'il faut plusieurs années pour que l'effet positif des études postsecondaires apparaisse sur le marché du travail pour les jeunes décrocheurs qui étaient retournés aux études secondaires pour obtenir leur diplôme.

    Par contre, on observe à ce moment un effet significatif, quoique faible, qui n'existait pas auparavant. Plusieurs années après la fin des études, les stoppeurs titulaires d'un grade universitaire sont nettement plus susceptibles que les non-stoppeurs d'être occupés toute l'année. Au moment 2, ces stoppeurs très instruits sont plus de trois fois plus susceptibles que les non-stoppeurs de travailler pendant toute l'année. Il est intéressant de noter que nous avons aussi observé cet écart au cours de l'analyse descriptive (voir le tableau 4.1). De plus, le cheminement des stoppeurs – université a aussi une probabilité d'emploi pendant toute l'année nettement supérieure à celle de tous les autres cheminements, sauf celui des non-stoppeurs ayant obtenu un diplôme d'études collégiales avant d'obtenir un grade universitaire. On n'observe à ce moment aucun autre écart au sein d'un parcours scolaire, ni entre les divers parcours, chez les stoppeurs et les non-stoppeurs. On peut en déduire que, plusieurs années après la fin des études, les jeunes ayant fait des études universitaires et collégiales sont, en général, dans une situation très semblable; sauf les stoppeurs titulaires d'un grade universitaire, qui ont une probabilité d'emploi pendant toute l'année nettement plus élevée que tous les autres, y compris leurs homologues ayant fait des études collégiales. Au moment 2, l'écart réel entre les diplômés universitaires et les autres cheminements se situe donc entre les stoppeurs titulaires d'un grade universitaire et tous les autres; cette démarcation n'existait pas au moment 1.

    En outre, ces résultats donnent à penser que, plusieurs années après la fin des études, la situation vis-à-vis de l'emploi semble varier au sein de certains cheminements scolaires. Comme nous l'avons vu dans l'analyse descriptive, presque tous les cheminements affichaient un taux d'emploi pendant toute l'année plus élevé (et, dans certains cas, beaucoup plus élevé) au moment 2 qu'au moment 16. Toutefois, les variations au fil du temps au sein d'un cheminement disparaissent lorsqu'on prend en compte des covariables importantes. Qui plus est, des tests de Wald révèlent que la probabilité d'emploi ne varie pas de manière significative entre les deux moments, ce qui laisse supposer une grande uniformité sur une période de six ans lorsque des facteurs comme l'âge, le sexe et d'autres variables démographiques sont pris en compte dans le modèle 3.

    En ce qui concerne les variables de contrôle, quatre nouveaux facteurs qui n'étaient pas présents au moment 1 sont maintenant significatifs au moment 2 : le fait d'être une femme réduit de 30 % la probabilité d'emploi pendant toute l'année; le fait d'être né au Canada réduit cette probabilité de près de 75 %7; la présence d'un état physique ou mental limitatif chronique la réduit de 50 %8, mais le fait d'être marié ou de vivre en union de fait accroît d'environ 32 % la probabilité d'emploi pendant toute l'année. Parallèlement, tout comme au moment 1, nous remarquons également un effet positif significatif du travail pendant les études secondaires et un effet négatif significatif de la présence d'au moins un enfant dans le ménage.

    5.2 Régression des moindres carrés ordinaires sur le logarithme des gains annuels

    5.2.1 Moment 1 (un an ou deux après la fin des études à temps plein)

    Les gains annuels provenant d'un salaire ou d'un traitement (indexés en fonction de l'année 2006 à l'aide de l'Indice des prix à la consommation) constituent le deuxième résultat sur le marché du travail examiné dans le présent rapport; nous en avons établi le logarithme afin de réduire l'asymétrie. Tous les effets sont interprétés sous forme de variation en pourcentage des gains en fonction de chaque variable indépendante. Pour obtenir la variation exacte en pourcentage des gains, nous utilisons la formule eâ-1; pour des valeurs relativement faibles, toutefois, â constitue une bonne approximation de la variation en pourcentage.

    Dans le tableau 5.2, notre modèle final du moment 1 montre qu'en général, un cheminement qui ne mène pas à l'obtention d'un titre d'études postsecondaires se traduit par des gains nettement inférieurs à ceux des diplômés universitaires qui n'ont pas fait de pause entre leurs études secondaires et leurs études postsecondaires. Ce constat est semblable aux récents constats descriptifs de Shaienks et Gluszynski (2009) fondés sur le même ensemble de données. Par exemple, lorsque tous les autres facteurs sont pris en compte, les sortants du secondaire gagnaient environ 36 %9 de moins que les non-stoppeurs – université. En outre, tous les raccrocheurs gagnaient nettement moins que les non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire : 37 % de moins dans le cas des jeunes sans études postsecondaires et 28 % de moins dans celui des jeunes ayant fait des études postsecondaires partielles10. Il semble également exister une pénalité liée à l'inachèvement des études postsecondaires : les sortants du postsecondaire gagnaient environ 22 %11 moins que les non-stoppeurs – université, qu'ils aient reporté ou non le début de leur programme d'études. Ces effets sont très semblables à ceux observés dans le modèle initial de l'emploi pendant toute l'année.

    Tableau  5.2 Résultats des régressions du logarithme des gains à deux moments après la  fin des études à temps pleinTableau 5.2 Résultats des régressions du logarithme des gains à deux moments après la fin des études à temps plein

    En comparant les cheminements scolaires entre eux (plutôt qu'à la seule catégorie de référence) au moyen de tests de Wald, nous constatons que les raccrocheurs touchent des gains semblables, qu'ils aient poursuivi ou non des études postsecondaires. De plus, les raccrocheurs ne gagnaient pas tellement plus que les sortants du secondaire. Aussi, on n'observe pas d'écart significatif entre les gains des stoppeurs et ceux des non-stoppeurs. Toutefois, il est intéressant d'observer que peu après la fin des études, l'avantage des études universitaires, par rapport aux cheminements sans études postsecondaires, profite seulement aux jeunes qui sont passés directement des études secondaires aux études postsecondaires. Autrement dit, les jeunes titulaires d'un grade universitaire ayant reporté leur passage à l'université après leurs études secondaires ne gagnent pas tellement plus que les jeunes possédant un diplôme d'études secondaires seulement, ni même que les jeunes ayant décroché du secondaire avant d'obtenir leur diplôme.

    À l'égard des variables de contrôle, nous remarquons que les femmes touchent des gains inférieurs à ceux des hommes : elles gagnent, en moyenne, environ 33 %12 moins (voir Frenette et Coulombe, 2007; Thomas et Zhang, 2005). D'autres effets négatifs sont dus à la présence d'un état physique ou mental chronique limitant le travail, au fait de vivre dans les provinces de l'Atlantique et au fait de vivre dans une grande agglomération. Par exemple, la présence d'un état limitatif a pour effet de réduire les gains d'environ 11 %13. Les jeunes qui vivent dans les provinces de l'Atlantique gagnaient environ 10 % moins que les jeunes de l'Ontario14; à l'opposé, les jeunes qui vivent dans l'Ouest gagnaient environ 13 % plus que les jeunes vivant en Ontario15. Parallèlement, les jeunes des grandes agglomérations gagnaient presque 8 % moins que les jeunes des régions rurales16. Toutefois, ces effets sont faibles et doivent être interprétés avec prudence.

    Enfin, comme dans le cas de l'emploi, nous observons aussi un effet positif du travail pendant les études secondaires sur les gains futurs : l'incidence positive culmine pour 10 à 20 heures de travail par semaine. Les jeunes en question touchent des gains d'environ 28 % supérieurs à ceux des jeunes qui ne travaillaient pas pendant les études secondaires17. Comme on pouvait s'y attendre, l'âge, le fait d'être marié ou de vivre en union de fait et le nombre de mois travaillés durant l'année produisent également des effets positifs. Fait intéressant, indépendamment du niveau d'études, on observe un faible effet significatif des notes pendant la dernière année des études secondaires. En l'occurrence, les jeunes dont les notes moyennes se situaient entre 60 % et 69 % gagnaient environ 14 % de moins que ceux dont les notes moyennes se situaient entre 70 % et 79 %18. Ce constat semble concorder avec ceux d'études antérieures fondées sur des mesures plus objectives des capacités cognitives (voir Green et Riddell, 2001; McIntosh et Vignoles, 2001).

    5.2.2 Moment 2 (cinq ou six ans après la fin des études à temps plein)

    Le tableau 5.2 montre les résultats de régressions portant sur le logarithme des gains annuels au moment 2. Le modèle 3 illustre des constats très semblables à ceux du moment 1, à savoir que les sortants du secondaire, les répondants ayant fait des études secondaires seulement, tous les raccrocheurs et tous les sortants du postsecondaire gagnaient nettement moins que les non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire. Au moment 2, toutefois, nous observons aussi que tous les diplômés collégiaux (qu'ils aient fait une pause ou non) et les stoppeurs possédant un certificat d'une école de métiers ou autre touchent des gains nettement inférieurs à ceux des non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire. Par exemple, les diplômés collégiaux qui n'avaient pas reporté leur entrée au collège après leurs études secondaires gagnaient 16 % moins que les non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire; les stoppeurs gagnaient environ 22 % moins19.

    De plus, à l'égard des autres niveaux d'études, les tests de Wald ne révèlent pas d'écart significatif entre les gains des stoppeurs et ceux des non-stoppeurs, ni entre les deux cheminements des raccrocheurs. Ces constats sont uniformes aux deux moments, ce qui laisse entrevoir une tendance différente de celle observée pour l'emploi, où les raccrocheurs ayant fait des études postsecondaires et les stoppeurs ayant fait des études universitaires avaient de plus grandes probabilités d'emploi pendant toute l'année que leurs homologues sans études postsecondaires et que les non-stoppeurs universitaires.

    De plus, sur le plan des variations au fil du temps, les résultats relatifs aux gains diffèrent des résultats relatifs à l'emploi. Entre les moments 1 et 2, les coefficients des gains étaient nettement inférieurs chez les non-stoppeurs possédant un diplôme d'études collégiales et les stoppeurs possédant un certificat d'une école de métiers ou autre. On peut en déduire que, plusieurs années après la fin des études, ces deux cheminements perdent du terrain par rapport aux non-stoppeurs titulaires d'un grade universitaire.

    Un constat clé se dégage de l'analyse des résultats au moment 2 : les diplômés universitaires, qu'ils aient fait une pause ou non, semblent se démarquer de presque tous les autres cheminements scolaires au chapitre des gains annuels20. Seuls font exception les non-stoppeurs possédant un certificat d'une école de métiers ou autre par opposition aux diplômés universitaires, ainsi que les non-stoppeurs possédant un diplôme d'études collégiales par opposition aux stoppeurs titulaires d'un grade universitaire. Nous avons également observé cette tendance dans l'analyse descriptive. Toutefois, ces constats de l'analyse multivariée indiquent que la tendance est réelle et lourde de conséquences lorsqu'on prend en compte des facteurs importants qui influent sur les résultats sur le marché du travail. Comme les jeunes sont plus longtemps sur le marché du travail, l'obtention d'un grade universitaire semble donc plus rentable que celle d'un diplôme d'études collégiales ou d'un autre titre d'études postsecondaires.

    À l'égard des variables de contrôle, plusieurs facteurs restent uniformes au fil du temps. Par exemple, le fait d'être une femme, la présence d'un état de santé physique ou mental limitatif, le fait de vivre dans les provinces de l'Atlantique et celui d'avoir de faibles notes conservent leurs effets négatifs, alors que le travail pendant les études secondaires, le fait d'être marié ou de vivre en union de fait, celui de vivre dans l'Ouest et le nombre de mois travaillés conservent leurs effets positifs. Dans le cas du nombre d'heures travaillées, si son effet est encore significatif au moment 2, il diminue quelque peu, ce qui concorde avec le constat de Thomas et Zhang (2005) selon lequel ce facteur a une incidence plus importante sur la détermination des gains en début de carrière.


    Note

    1. Tous les résultats présentés aux tableaux 5.1 et 5.2 utilisent les erreurs types notées à partir du rééchantillonnage de chaque modèle effectué 1 000 fois à l'aide des poids bootstraps fournis (Statistique Canada, 2003). Dans toutes les analyses, la version 10.1 du programme statistique Stata est utilisée (StataCorp, 2008).
    2. L'interprétation des rapports de cotes peut souvent être déroutante. Consultez le livre de Long (1997) pour obtenir des explications et une interprétation appropriée.
    3. 1-0,4421
    4. 1-0,3509
    5. Les recherches sur l'incidence des enfants se sont néanmoins presque exclusivement limitées aux femmes. (1-0.5064)
    6. L'exception a été le cheminement collège-université des non-stoppeurs qui est resté à peu près le même au fil du temps.
    7. Ce résultat contre-intuitif est probablement dû à la composition de l'échantillon d'analyse. Comme l'indique le tableau 2.1, l'échantillon sélectionné aux fins d'analyse montre un niveau de scolarité plus faible que l'échantillon moyen de l' Enquête auprès des jeunes en transition (EJET), et une analyse supplémentaire a démontré que les personnes nées à l'étranger avec des niveaux de scolarité plus faibles connaissent des taux de chômage plus élevés que les personnes nées au Canada pendant la période 2. En conséquence, il se peut que nous observions des taux de chômage plus élevés chez les personnes nées à l'étranger pendant la période 2, simplement à cause du fait que l'échantillon de la période 2 montre un niveau de scolarité plus faible en moyenne. Ces autres modèles sont disponibles sur demande.
    8. Calculé comme suit : 1-0,6914; 1-0,2635; 1-0,4981, respectivement.
    9. exp(-0,4455) - 1= -0,3595
    10. exp(-0,4582) -1 = -0,3676; exp(-0,3285) – 1 = -0,2800
    11. exp(-0,2567) – 1 = -0,2264 ou exp(-0,2371) – 1 = -0,2111
    12. exp(-0,3969) -1 =-0,3276
    13. exp(-0,1191) - 1 = -0,1123
    14. exp(-0,1114) - 1 = -0,1054
    15. exp(0,1222) - 1 = 0,1300
    16. exp(-0,0807) - 1 = -0,0775
    17. exp(0,2503) - 1 = 0,2844
    18. exp(-0,1506) - 1 = -0,1398
    19. exp(-0,1785) - 1 = -0,1635; exp(-0,2483) - 1 = -0,2199
    20. Ceci inclut les cheminements universitaires des stoppeurs et des non-stoppeurs ainsi que le cheminement collège-université des non-stoppeurs.
    Date de modification :