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    Lieu des études et succès des immigrants du Canada sur le marché du travail

    Chapitre 6 : Stratégies empiriques

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    Bien que très utiles pour notre analyse, les statistiques descriptives examinées dans le chapitre précédant ne sont pas ajustées aux différences dans les déterminants clés du succès sur le marché du travail dans les économies compétitives (tels que l'expérience professionnelle, le domaine d'études, la profession, le niveau de connaissances linguistiques, la province et la région de résidence, etc.). En ignorant l'expérience professionnelle ou les habiletés linguistiques par exemple, nous pouvons suggérer de façon erronée que la situation d'activité et les revenus salariaux des immigrants sont plus sensibles au lieu des plus hautes études postsecondaires qu'ils ne le sont en réalité.

    Une analyse multivariée nous permet d'ajuster la sensibilité des revenus salariaux, des taux d'emploi et des taux d'appariement de l'éducation à la profession au lieu des plus hautes études postsecondaires puisque les modèles de régression peuvent simultanément prendre en compte plusieurs déterminants du succès sur le marché du travail au Canada. Le présent chapitre présente les spécifications empiriques utilisées pour la situation d'activité (section 6.1) et les revenus salariaux (section 6.2).

    6.1 La situation d'activité

    Afin d'estimer l'effet relatif que le lieu des études postsecondaires exerce sur le succès sur le marché du travail des immigrants instruits à l'étranger ou au Canada,  nous commençons par supposer que chaque personne fait face à sept situations d'activité mutuellement exclusives, c'est-à-dire : chômeur, personne inactive, travailleur autonome, travailleur sous-qualifié, travailleur adéquatement qualifié, travailleur surqualifié et personne aux études. Elle choisit alors l'option qui maximise la valeur présente de ses bénéfices étant donné ses attributs observés et les dynamiques s'opérant sur les marchés du travail.

    Nous savons à partir des modèles analytiques (voir McFadden, 1973) que l'aspect des choix multiples de cette classification requiert l'usage d'un modèle multinomial Logit. Ce modèle, qui est une extension du modèle binaire Logit, nous apparaît approprié parce qu'il permet d'allouer plus de deux valeurs au comportement sur le marché du travail et de faire en sorte que les variables exogènes dépendent des valeurs.1 Avec une telle technique, nous pouvons facilement estimer l'effet d'un lieu d'études postsecondaires donné sur les chances qu'un immigrant aléatoirement choisi (immigrant moyen) sélectionne une situation d'activité donnée, relativement à son homologue canadien de naissance aléatoirement choisi (Canadien de naissance moyen), après avoir maintenu la constance des autres caractéristiques personnelles et non personnelles.

    L'effet net que chacun des lieux d'études postsecondaires exerce sur la situation d'activité des immigrants relativement aux Canadiens de naissance est simultanément estimé pour chacune des cohortes d'immigration très récente, récente et établie. Ce faisant, nous sommes en mesure de calculer le changement dans les chances moyennes qu'un immigrant très récent, récent ou établi qui a obtenu un diplôme dans un pays donné soit, par exemple, un travailleur autonome, comparativement à un Canadien de naissance ayant des attributs similaires. Une description détaillée de notre technique de régression est disponible auprès de l'auteur sur demande.

    6.2 Les revenus d'emploi

    L'analyse empirique des différences salariales selon le lieu des études postsecondaires est limitée aux employés rémunérés. Les travailleurs autonomes en sont exclus à cause des problèmes liés à la précision de l'information autodéclarée sur les revenus d'activité.2 Nous exécutons deux stratégies empiriques possibles pour la fonction des revenus salariaux. Premièrement, nous utilisons les moindres carrés ordinaires (MCO) pour estimer la relation entre le logarithme naturel des revenus d'emploi des immigrants (comparativement aux Canadiens de naissance) et le lieu des études postsecondaires, tout en considérant le fait que les revenus salariaux sont aussi déterminés par plusieurs autres attributs mesurés.

    Sachant que les revenus d'emploi sont uniquement observés chez les individus employés dans le secteur salarial, les estimations de l'équation des revenus salariaux obtenus à l'aide des MCO pourraient être biaisées, car les chômeurs et les personnes inactives ne sont pas collectivement similaires aux personnes qui exercent un emploi rémunéré.3 Étant donné que le comportement sur le marché du travail pourrait ne pas suivre un processus aléatoire (comme mentionné au chapitre 3), l'effet que le lieu des études postsecondaires exerce sur les revenus d'emploi pourrait être sous-estimé s'il est quantifié au moyen des coefficients issus de MCO standards (Heckman, 1979). Ceci pourrait compromettre la validité de nos conclusions analytiques les plus importantes. Notre seconde stratégie empirique consiste en l'utilisation d'une méthode en deux étapes proposée par Trost et Lee (1984) pour corriger le biais de sélection pouvant potentiellement survenir durant l'estimation de l'équation des revenus salariaux. La description de cette technique de régression est disponible auprès de l'auteur sur demande.

    Encadré 1

    Variables explicatives d'arrière-plan

    Afin d'évaluer la sensibilité du succès sur le marché du travail des immigrants par rapport au lieu d'achèvement de leur plus haut certificat, grade ou diplôme postsecondaire, nous avons spécifié que le statut d'activité et les revenus salariaux annuels, soient dépendants d'un ensemble de variables pertinentes tirées de la recherche antérieure.

    Capital humain :  l'expérience professionnelle, l'état de santé et le domaine d'études ont tous été identifiés comme des déterminants majeurs du succès sur le marché du travail dans une économie de marché typique (pour une revue exhaustive de la littérature internationale, voir Psacharopoulos et Patrinos, 2002; pour des études canadiennes récentes, voir Boudarbat et Chernoff, 2009; Hansen, 2006; Ferrer, Green et Riddell, 2006; Sweetman et McBride, 2004). Nous considérons l'état de santé au moyen d'une variable dichotomique qui prend la valeur « 1 » si les activités de la vie quotidienne sont limitées par des problèmes physiques et « 0 » dans le cas contraire. Suivant la recherche antérieure,4 l'âge et l'âge au carré sont utilisés comme des mesures de l'expérience professionnelle potentielle. Le domaine d'études est pris en considération à l'aide de variables dichotomiques mutuellement exclusives. Malgré son importance pour notre analyse, l'éducation a été omise de nos modèles de régression parce qu'elle servait à construire les statuts tels que sous-qualifié, adéquatement qualifié et surqualifié (voir chapitre 3). Ce faisant, nous évitons de produire de fausses corrélations entre certaines possibilités sur le marché du travail et le niveau d'éducation.

     

    La connaissance des langues officielles : Un nombre important d'études empiriques suggèrent que dans la plupart des pays préférés par les migrants internationaux de long terme, c.-à.-d. les États-Unis, l'Australie et le Canada,5 le succès sur le marché du travail est en partie fonction de la maîtrise des langues officielles (voir par exemple, Chiswick et Miller, 2002, pour les États-Unis; Pendakur et Pendakur, 2002a, et Thomas, 2009, pour le Canada; Liebig, 2007, pour l'Australie). Des variables dichotomiques exclusives sont utilisées pour tenir compte de la connaissance des langues officielles du Canada, nommément : l'anglais (catégorie de référence), le français, l'anglais et le français, ni l'anglais ni le français.

    Circonstances familiales : Notre analyse comporte une série de variables indicatrices contenant des renseignements sur le statut matrimonial, la position dans la famille économique (c.-à-d. si un individu est le principal soutien du ménage ou non) et la structure démographique du ménage (c.-à-d. la génération de la famille à laquelle appartient chaque individu d'intérêt et si cette personne vit avec des enfants à charge ou non). Ces variables ont été associées à la décision de travailler ainsi qu'à l'intensité d'offre de travail (voir par exemple, Gunderson, 1998), et pourraient mesurer le besoin d'une sécurité d'emploi.

    Conditions d'emploi : Il existe des indications selon lesquelles les revenus salariaux individuels varient à travers les professions au Canada (voir par exemple, Boudarbat et Chernoff, 2009; Hansen, 2006). Les variations dans les revenus d'emploi pourraient être causées par les différences de profession ou d'emploi du temps professionnel : les salaires élevés que l'on observe chez certains travailleurs pourraient traduire le fait que de ces travailleurs détiennent au moins deux emplois, travaillent de longues heures ou détiennent un emploi dans une profession bien payée. Pour prendre en compte l'effet du nombre d'heures passées dans un emploi rémunéré, les variables indicatrices sont utilisées pour faire la distinction entre le travail principalement à temps partiel (catégorie de référence) et le travail principalement à temps plein. Finalement, nous prenons en compte la profession par l'entremise de plusieurs variables dichotomiques mutuellement exclusives.

    Les forces du marché : Les cycles économiques ainsi que les facteurs institutionnels et environnementaux contribuent à la variabilité des conditions sur le marché du travail. Par exemple, un changement structurel en faveur des opportunités professionnelles plus intensives en compétences dans une industrie ou un secteur donné va probablement se traduire par une réduction de la demande de travailleurs peu qualifiés, peu instruits, peu rémunérés tandis que celle des travailleurs hautement instruits, hautement qualifiés et bien payés va augmenter. Similairement, l'embauche de nouveaux employés est moins susceptible d'être une pratique courante dans les industries connaissant une contraction économique comparativement à celles qui expérimentent une croissance économique. En outre, il pourrait exister une variation géographique du type de travail offert, de la composition industrielle ou des technologies de production. Pour tenir compte des forces économiques et institutionnelles, nous suivons la littérature antérieure (voir par exemple, Boudarbat et Chernoff, 2009; Hansen, 2006 pour en nommer que quelques-uns) en utilisant la province ou le territoire de résidence ainsi que la zone de résidence comme des variables explicatives. Ces variables nous permettent aussi de considérer l'omission des facteurs prédisant l'emploi et les revenus salariaux dans une économie aussi compétitive que l'économie canadienne.6

    Autres forces : Les études antérieures indiquent que peu importe le sexe, les immigrants membres des minorités visibles, surtout ceux de descendance noire, tendent à gagner significativement moins que les immigrants blancs dans les marchés du travail canadiens, même après la prise en compte des attributs productifs mesurés (voir par exemple, Baker et Benjamin, 1994; Pendakur et Pendakur, 1998 et 2002b). Il a été suggéré que l'important désavantage salarial comparativement expérimenté par les immigrants membres des minorités visibles est associé en partie du moins à de la discrimination économique sur le marché, c.-à-d. au fait que les minorités visibles soient traitées différemment (moins favorablement) par rapport aux membres du groupe racial majoritaire ayant des attributs productifs mesurés identiques.7 En outre, il a été soutenu que dans une économie d'accueil typique à multiple pays sources, les renseignements limités à propos des attributs productifs de plusieurs participants éventuels sur le marché du travail inciteraient plusieurs employeurs éventuels à recourir à des caractéristiques observables telles que la race pour estimer leur productivité et les rémunérer en conséquence (voir par exemple, Arai et Vilhelmsson, 2001; Junankar, Paul et Yasmeen, 2004). Selon des auteurs tels que Frenette et Morissette (2003) et Aydemir et Skuterud (2004), la sous-utilisation économique des compétences professionnelles des immigrants pourrait résulter d'un amalgame de facteurs incluant l'appartenance à une minorité visible. Notre analyse inclut donc une variable indicatrice qui prend la valeur « 1 » pour les minorités visibles et « 0 » dans le cas contraire.8

    Sexe : Il existe des indications de différences entre les hommes et les femmes quant aux distributions occupationnelles au Canada. Par exemple, le Rapport sur l'équité en matière d'emploi2006 révèle que les femmes travaillaient disproportionnellement comme membres des cols blancs, employées de bureau ainsi que dans le secteur des ventes et services, tandis que les hommes travaillaient disproportionnellement en tant que gestionnaires intermédiaires, principaux ou autres gestionnaires et dans les occupations uniques à la fabrication, au transport ou au secteur primaire (Ressources humaines et Développement des compétences Canada, 2009). La recherche antérieure offre aussi des supports théoriques aux différences liées au sexe dans la participation au marché du travail. À titre d'exemple, Nekby (2002) affirme que la participation au marché du travail serait sensible au sexe parce que les femmes ont des considérations liées à l'accouchement, et sont plus susceptibles que les hommes d'allouer une grande partie de leur temps disponible à la production des biens publics du ménage. Pour tenir compte des différences de sexe dans les tendances de participation à la population active, chacun de nos modèles de régression contient une variable dichotomique égale à « 1 » pour les hommes et « 0 » pour les femmes.

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    Notes

    1. Ibid.
    2. Tel qu'il est souligné dans plusieurs enquêtes auprès des ménages, les revenus annuels taxables des travailleurs autonomes même tirés des registres fiscaux, pourraient sous-estimer leurs véritables revenus annuels. En outre, les travailleurs autonomes sont associés à des préoccupations allant au-delà des objectifs de cette étude. Parmi celles-ci, on retrouve l'autosélection dans les professions : les acquis éducationnels des travailleurs autonomes sont traditionnellement évalués par les consommateurs tandis que ceux des autres travailleurs du secteur salarial sont jaugés par les employeurs éventuels. Donc, en raison de leur statut d'emploi, les travailleurs autonomes auront une propension plus faible que les autres travailleurs rémunérés à utiliser le niveau d'éducation comme un indicateur de leur niveau de productivité lors de la participation au marché du travail, surtout dans les professions pour lesquelles les acquis éducatifs ne sont pas cruciaux (Heywood et Wei, 2004).
    3. Ce problème est bien connu en économie et dans les domaines connexes comme étant le biais de sélection de l'échantillon (voir par exemple, Heckman, 1979).
    4. Ibid.
    5. Deux tiers de toutes les personnes qui ont migré vers un autre pays entre 1975 et 1980, par exemple, sont allés en Australie, au Canada ou aux États-Unis (Friedberg et Hunt, 1995). En outre, en date de 2005, ces trois pays avaient les plus fortes proportions de personnes nées à l'étranger : 24,6 %, 19,2 % et 11,7 % respectivement (Hawthorne, 2006).
    6. Tel qu'il a été mesuré par l'indice de compétitivité globale (ICG) du Forum économique mondial, l'économie canadienne demeure l'une des plus compétitives au monde. Pour la période allant de 2006 à 2007, par exemple, le Canada a obtenu un ICG très élevé (souvent considéré comme une mesure générale de la compétitivité), c.-à-d. 5,37 comparativement à un autre pays type d'immigration ayant une politique très sélective soit l'Australie (5,29) et relativement aux pays membres de l'Organisation pour la coopération et le développement économique comme la France (5,31), la Nouvelle-Zélande (5,16), la Corée du Sud (5,13), la Belgique (5,29), l'Espagne (4,77) et l'Italie (4,46).
    7. Ibid.
    8. Le dictionnaire du Recensement de 2006 définit les minorités visibles comme des « personnes, autres que les Autochtones, qui ne sont pas de race blanche ou qui n'ont pas la peau blanche ».
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