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Situation socioéconomique des personnes transgenres et des personnes non binaires au Canada

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Remerciements

La présente analyse a été financée par Femmes et Égalité des genres Canada.

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Faits saillants

Le présent article, qui repose sur les données du Recensement de 2021 et des statistiques standardisées selon l’âge, vise à fournir une analyse des caractéristiques socioéconomiques de la population de la diversité de genre (c.-à-d. les personnes transgenres et les personnes non binaires) au Canada. Il propose un examen des taux de pauvreté et de la rémunération chez les hommes transgenres, les femmes transgenres et les personnes non binaires, en les comparant principalement aux hommes cisgenres, mais aussi aux femmes cisgenres.

• Les personnes de la diversité de genre âgées de 18 ans et plus présentent des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi distinctes, généralement associées à des résultats économiques moins favorables. Par exemple, comparativement aux hommes cisgenres, les personnes transgenres ou non binaires étaient beaucoup plus jeunes en moyenne, affichaient des taux d’incapacité plus élevés, travaillaient un moins grand nombre d’heures et avaient tendance à occuper des emplois moins bien rémunérés.
• Le niveau de scolarité variait considérablement au sein de la population de la diversité de genre. Parmi tous les groupes, les personnes non binaires (38,8 %) étaient les plus susceptibles de détenir un baccalauréat ou un grade supérieur, tandis que l’inverse était observé pour les hommes transgenres (22,6 %) et les femmes transgenres (23,8 %). Parmi les personnes âgées de 20 à 29 ans, les jeunes de la diversité de genre, en particulier les femmes transgenres, étaient plus susceptibles de n’être ni en emploi, ni aux études, ni en formation (NEET) que les jeunes cisgenres.
• En 2020, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les personnes de la diversité de genre que chez les personnes cisgenres, et ces disparités persistaient même après avoir tenu compte de l’âge. Parmi la population âgée de 18 ans et plus dans les provinces et les territoires, les taux de pauvreté standardisés selon l’âge étaient les plus élevés chez les personnes non binaires (17,8 %), suivis de ceux observés chez les femmes transgenres (11,1 %) et les hommes transgenres (10,5 %). À l’inverse, les hommes cisgenres (7,0 %) et les femmes cisgenres (7,0 %) étaient les moins susceptibles de vivre en situation de pauvreté. Même après prise en compte de l’âge et d’autres facteurs tels que le niveau de scolarité, le travail et le groupe professionnel, les taux de pauvreté des femmes transgenres et des personnes non binaires restaient plus élevés que celui des hommes cisgenres.
• En 2020, parmi la population occupant un emploi rémunéré, les personnes transgenres ou non binaires présentaient d’importants écarts au niveau de leur rémunération annuelle par rapport aux hommes cisgenres. Parmi les personnes de 25 à 64 ans travaillant à temps plein toute l’année, le revenu non standardisé était le plus élevé chez les hommes cisgenres (81 900 $), tandis qu’il était plus faible chez les hommes transgenres (68 900 $), les femmes cisgenres (67 800 $), les personnes non binaires (66 000 $) et les femmes transgenres (64 300 $). Après standardisation selon l’âge, les femmes transgenres gagnaient 20,3 % de moins que les hommes cisgenres, alors que les femmes cisgenres gagnaient 17,6 % de moins que ces derniers. Les hommes transgenres et les personnes non binaires affichaient également d’importants écarts salariaux par rapport aux hommes cisgenres (respectivement 10,1 % et 5,9 % de moins). Après avoir tenu compte de l’âge et d’autres caractéristiques sociodémographiques et d’emploi, ces écarts salariaux persistaient.

Introduction

Au cours des dernières années, des progrès majeurs ont été accomplis au Canada en matière d’égalité et de droits pour les personnes transgenres ou non binaires. En 2017, la Loi canadienne sur les droits de la personne et le Code criminel ont été modifiés pour protéger les personnes contre la discrimination et les crimes haineux fondés sur l’identité de genre et l’expression de genre. En 2022, le gouvernement du Canada a présenté le Plan d’action fédéral 2ELGBTQI+, qui vise à promouvoir les droits et l’égalité des personnes aux deux esprits (ou bispirituelles), lesbiennes, gaies, bisexuelles, transgenres, queers et intersexes ainsi que celles qui emploient d’autres termes relatifs à la diversité sexuelle et de genre. Ces initiatives et modifications législatives rendent compte d’une acceptation sociale croissante à l’égard des personnes transgenres ou non binaires au Canada^Note .

Malgré les progrès observés sur le plan législatif et social, les personnes transgenres ou non binaires au Canada connaissent d’importantes inégalités. Les études antérieures mettent en lumière les disparités entre les populations transgenre et non binaire et la population cisgenre, par exemple en ce qui concerne les taux de pauvreté^Note  et le revenu personnel^Note . Par ailleurs, les personnes transgenres ou non binaires au Canada sont plus susceptibles que les personnes cisgenres de déclarer avoir une santé mentale passable ou mauvaise^Note  et d’avoir été victimes d’agression physique ou sexuelle au cours de leur vie^Note , deux facteurs qui ont été associés à des résultats économiques négatifs^Note .

Jusqu’à présent, peu d’études traitant des caractéristiques économiques des populations transgenre ou non binaire au Canada ont été publiées. Cela s’explique en grande partie par le fait qu’avant le Recensement de 2021, il n’était pas possible de produire des données de grande qualité sur ces populations compte tenu de leur petite taille, représentant au total 0,33 % de la population canadienne âgée de 15 ans et plus^Note . L’ajout d’une question sur le genre ainsi que de la précision « à la naissance » à la question sur le sexe dans le Recensement de 2021 ont permis de produire des données plus détaillées sur les personnes transgenres ou non binaires. Un premier article fondé sur les données du recensement, publié par Statistique Canada en 2022, a donné un aperçu des principales caractéristiques sociodémographiques des personnes transgenres ou non binaires au Canada^Note .

La présente analyse constitue la première diffusion de Statistique Canada qui dresse un portrait sociodémographique des populations transgenre et non binaire et qui examine leurs résultats économiques à partir des données du recensement. Fondée sur les données du Recensement de 2021, cette analyse vise à répondre à deux grandes questions de recherche. Premièrement, les taux de pauvreté chez les personnes transgenres ou non binaires diffèrent-ils de ceux des hommes cisgenres, après prise en compte des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi? Deuxièmement, le revenu d’emploi des personnes transgenres ou non binaires diffère-t-il de celui des hommes cisgenres, après prise en compte des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi? L’analyse se concentre sur les trois groupes de la diversité de genre : 1) les hommes transgenres; 2) les femmes transgenres; et 3) les personnes non binaires, lesquels sont comparés principalement aux hommes cisgenres, mais également aux femmes cisgenres. Compte tenu des avantages économiques dont bénéficient généralement les hommes cisgenres par rapport aux autres groupes étudiés, ils servent de groupe de référence pour cette analyse.

Caractéristiques sociodémographiques et d’emploi

Les personnes transgenres ou non binaires sont en moyenne plus jeunes que les personnes cisgenres

Selon les résultats du Recensement de 2021, les populations transgenre et non binaire, en particulier les personnes non binaires, étaient en moyenne beaucoup plus jeunes que la population cisgenre, comme en témoignent leurs structures par âge (graphique 1). En 2021, parmi la population âgée de 18 ans et plus, l’âge moyen des personnes non binaires (31,8 ans), des hommes transgenres (38,0 ans) et des femmes transgenres (45,1 ans) était inférieur à celui des hommes cisgenres (49,4 ans) et des femmes cisgenres (50,4 ans). Pour les personnes transgenres ou non binaires, des facteurs sociaux^Note , comme la prise de conscience et l’acceptation accrues de la diversité de genre^Note  ainsi que l’évolution des normes relatives au genre^Note , influencent le cheminement de découverte de soi et la volonté de partager qui elles sont. Ces changements sociétaux peuvent contribuer à expliquer certaines des différences observées entre les groupes d’âge.

Tableau de données du graphique 1

Tableau de données du graphique 1
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Groupe d’âge (titres de rangée) et Hommes cisgenres, Femmes cisgenres, Hommes transgenres, Femmes transgenres et Personnes non binaires, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Groupe d’âge	Hommes cisgenres	Femmes cisgenres	Hommes transgenres	Femmes transgenres	Personnes non binaires
	pourcentage
Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et exclut les personnes ayant un statut de résident non permanent. Les totaux peuvent ne pas correspondre à 100 % en raison de l’arrondissement. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
18 à 24 ans	10,1	9,1	31,6	17,0	30,7
25 à 34 ans	16,4	15,7	25,6	22,0	42,1
35 à 44 ans	16,7	16,7	11,7	14,7	14,9
45 à 54 ans	16,2	16,2	9,8	13,5	6,6
55 ans et plus	40,6	42,4	21,3	32,8	5,8

Les analyses présentées dans cet article ont été effectuées à l’aide des données standardisées selon l’âge pour tenir compte des différences de structure par âge entre les populations étudiées. L’âge est un déterminant bien documenté des résultats économiques et est fortement lié à d’autres caractéristiques (p. ex. le niveau de scolarité) qui peuvent avoir une incidence sur le bien-être économique. La standardisation selon l’âge permet de s’assurer qu’au moment d’examiner les groupes selon leur statut de diversité de genre, les résultats ne sont pas biaisés par des différences liées à l’âge (voir la section Données et méthodologie).

Il convient aussi de noter que le Recensement de 2021 a été réalisé pendant la pandémie de COVID-19, laquelle a provoqué une forte contraction de l’économie canadienne et a entraîné des répercussions importantes sur l’emploi et la rémunération, en particulier chez les populations plus jeunes. Des études antérieures montrent que ce sont les personnes en emploi âgées de 15 à 24 ans qui ont subi les pertes d’emploi les plus importantes pendant la pandémie^Note . Compte tenu de leur structure par âge plus jeune, il est probable que les populations transgenre et non binaire aient été davantage touchées par la pandémie sur le plan économique que la population cisgenre.

La vie en couple est plus répandue chez les personnes cisgenres; la vie en solo l’est davantage chez les personnes non binaires

Parmi la population âgée de 18 ans et plus, la composition du ménage des personnes transgenres ou non binaires différait considérablement de celle des personnes cisgenres. Par exemple, d’après les résultats standardisés selon l’âge, les personnes cisgenres étaient plus susceptibles de vivre en couple marié ou en union de fait que les personnes de la diversité de genre. À l’inverse, vivre avec des colocataires^Note  ou d’autres personnes apparentées était beaucoup plus courant chez les personnes de la diversité de genre (tableau 1).

La composition du ménage différait également sous d’autres aspects, particulièrement chez les personnes non binaires, qui étaient deux fois plus susceptibles de vivre seules que les autres groupes. Par ailleurs, elles étaient beaucoup moins susceptibles de vivre avec au moins un de leurs parents^Note  (et sans leur conjoint ou conjointe ou leurs enfants) que les autres groupes. Pour les personnes non binaires, vivre seules ou avec quelqu’un en qui elles ont confiance pourrait les aider à se sentir plus libres d’exprimer leur genre comme elles le ressentent^Note . De plus, comme elles ne s’inscrivent pas dans la binarité de genre, les personnes non binaires peuvent être exclues de certaines possibilités de logement, telles que des annonces cherchant spécifiquement des hommes ou des femmes ^Note . En raison de ces facteurs, les personnes non binaires peuvent être plus susceptibles que les autres de chercher un logement pour vivre seules.

La vie urbaine est plus courante chez les personnes de la diversité de genre que chez les personnes cisgenres

La population de la diversité de genre est plus concentrée dans les régions urbaines que la population cisgenre^Note . Après standardisation selon l’âge, les personnes non binaires (71,3 %) étaient les plus susceptibles de vivre dans de grands centres de population urbains^Note , suivies des femmes transgenres (65,0 %) et des hommes transgenres (63,8 %). Les femmes cisgenres (61,5 %) et les hommes cisgenres (60,2 %) y vivaient en moindre proportion. À l’inverse, les personnes de la diversité de genre étaient proportionnellement moins nombreuses à vivre dans des régions rurales (tableau 1).

Les personnes de la diversité de genre travaillent moins d’heures et exercent des professions moins bien rémunérées que les hommes cisgenres

Le travail (c.-à-d. le nombre d’heures et de semaines travaillées) et la profession variaient d’un groupe à l’autre. Par exemple, les personnes de la diversité de genre étaient moins susceptibles que les hommes cisgenres d’occuper un emploi rémunéré^Note  à temps plein toute l’année^Note . Après standardisation selon l’âge, le travail à temps plein toute l’année était le plus élevé chez les hommes cisgenres (40,3 %). Les personnes non binaires (31,4 %), les femmes cisgenres (30,8 %) et les hommes transgenres (30,5 %) affichaient des proportions semblables de travail à temps plein toute l’année, tandis que les femmes transgenres (25,7 %) étaient proportionnellement moins nombreuses à être dans cette situation (tableau 1).

Les résultats standardisés selon l’âge indiquent que les personnes non binaires étaient les plus susceptibles de travailler à temps partiel ou pour une partie de l’année (36,7 %). Plus particulièrement, la proportion de personnes non binaires travaillant à la fois à temps partiel et pour une partie de l’année (14,7 %) était deux fois plus élevée que celle des hommes cisgenres (7,4 %) et supérieure à celle enregistrée par les autres groupes. De plus, c’est au sein de la population non binaire que le nombre de personnes occupant un travail autonome était proportionnellement le plus élevé. Alors que les personnes de tous les groupes étudiés étaient plus susceptibles que les hommes cisgenres d’être aux études, les personnes non binaires étaient proportionnellement plus nombreuses à fréquenter un établissement d’enseignement (14,6 %). Pour certaines personnes, le travail à temps partiel peut être involontaire et être indicateur de sous-emploi, tandis que pour les personnes aux études et celles à la recherche d’un horaire de travail flexible, le travail à temps partiel, le travail à la demande ou d’autres options de travail autonome peuvent constituer le choix privilégié.

La proportion de personnes n’occupant pas d’emploi était la plus élevée chez les femmes transgenres (45,3 %) et la plus faible chez les hommes cisgenres et les personnes non binaires (31,4 % et 31,9 %, respectivement). En outre, les personnes de la diversité de genre étaient plus susceptibles que les hommes cisgenres d’occuper des emplois généralement moins bien rémunérés^Note , comme dans le domaine de la vente et des services et celui des arts, de la culture, des loisirs et des sports. Par exemple, l’emploi dans le domaine de la vente et des services était le plus élevé chez les femmes transgenres (29,1 %), les femmes cisgenres (28,1 %) et les hommes transgenres (27,5 %), puis chez les personnes non binaires (23,5 %), les hommes cisgenres (20,2 %) étant les moins susceptibles de travailler dans ce domaine parmi tous les groupes étudiés. De même, les professions liées aux arts, à la culture, aux loisirs et aux sports étaient plus courantes chez les personnes de la diversité de genre, la proportion de personnes non binaires (10,9 %) travaillant dans ce domaine étant au moins deux fois plus élevée que celles des autres groupes (tableau 1).

Le niveau de scolarité est le plus élevé chez les personnes non binaires et le plus faible chez les hommes et les femmes transgenres

De manière générale, un plus haut niveau de scolarité est associé à un revenu^Note  et à un taux d’emploi^Note  plus élevés, de même qu’à une plus grande sécurité d’emploi^Note . Le niveau de scolarité variait considérablement au sein de la population de la diversité de genre. Parmi tous les groupes, les personnes non binaires étaient les plus susceptibles de détenir un baccalauréat ou un grade supérieur, tandis que l’inverse était observé pour les hommes et les femmes transgenres. Les résultats standardisés selon l’âge montrent que près de 4 personnes non binaires sur 10 (38,8 %) étaient titulaires d’un baccalauréat ou d’un grade supérieur, comparativement à 29,2 % des femmes cisgenres, 25,2 % des hommes cisgenres, 23,8 % des femmes transgenres et 22,6 % des hommes transgenres. En revanche, près de la moitié des hommes transgenres (49,5 %) et des femmes transgenres (47,9 %) avaient comme plus haut niveau de scolarité un diplôme d’études secondaires ou un niveau inférieur. La formation dans une école de métiers était plus répandue chez les hommes que chez les autres groupes : 13,0 % des hommes cisgenres et 9,7 % des hommes transgenres avaient comme plus haut niveau de scolarité un certificat ou un diplôme d’une école de métiers, comparativement à 6,4 % des personnes non binaires, 6,3 % des femmes transgenres et 5,6 % des femmes cisgenres (tableau 1).

Davantage de jeunes de la diversité de genre ne sont ni en emploi, ni aux études, ni en formation (NEET)

La proportion de jeunes ni en emploi, ni aux études, ni en formation (NEET)^Note  est un indicateur utilisé à l’échelle internationale pour identifier les jeunes à risque de rupture et d’exclusion sociales pendant leur transition des études vers l’emploi^Note . Les jeunes qui ne sont ni en emploi, ni aux études pendant une longue période risquent de manquer des occasions de perfectionnement de leurs connaissances et leurs compétences, ce qui peut avoir une incidence sur leurs rémunérations à long terme et leur bien-être général^Note . Dans l’ensemble, 16,8 % des jeunes âgés de 20 à 29 ans au Canada étaient NEET en 2021. Comparativement aux hommes cisgenres (16,8 %) et aux femmes cisgenres (16,7 %), la proportion de jeunes NEET était plus élevée chez les hommes transgenres (24,1 %) et les personnes non binaires (22,4 %). Au total, 3 femmes transgenres âgées de 20 à 29 ans sur 10 (30,8 %) étaient NEET, soit près de deux fois la proportion de jeunes cisgenres (graphique 2). Des tendances similaires étaient observées parmi la population âgée de 20 à 24 ans et celle de 25 à 29 ans. Étant donné que les taux de fréquentation scolaire étaient généralement semblables ou plus élevés chez les jeunes de la diversité de genre que chez leurs homologues cisgenres, les résultats sur les jeunes NEET s’inscrivent dans une tendance plus large d’écarts observés sur le marché du travail au sein de cette population.

Tableau de données du graphique 2

Tableau de données du graphique 2
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Pourcentage	Intervalle de confiance à 95 %
		inférieur	supérieur
Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes cisgenres (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et exclut les personnes ayant un statut de résident non permanent. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
Hommes cisgenres (référence)	16,8	16,7	16,9
Femmes cisgenres	16,7	16,6	16,8
Hommes transgenres	24,1 Tableau de données du graphique 2 Note *	22,3	26,0
Femmes transgenres	30,8 Tableau de données du graphique 2 Note *	28,6	33,0
Personnes non binaires	22,4 Tableau de données du graphique 2 Note *	21,2	23,8

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Les personnes non binaires affichent les plus hauts taux d’incapacité, suivies des personnes transgenres

Les personnes ayant une incapacité se heurtent souvent à divers obstacles en matière d’emploi, ce qui se traduit par des taux d’emploi et une rémunération plus faibles, lesquels peuvent avoir une incidence sur leur santé et leur bien-être^Note . Selon les données standardisées selon l’âge tirées de l’Enquête canadienne sur l’incapacité (ECI)^Note  de 2022, parmi la population âgée de 18 ans et plus, les taux d’incapacité étaient considérablement plus élevés chez les personnes de la diversité de genre que chez les personnes cisgenres. Comparativement à 27,1 % des hommes et des femmes cisgenres, 38,5 %^{E à utiliser avec prudence} des hommes et des femmes transgenres avaient une incapacité. Le taux d’incapacité des personnes non binaires (81,9 %^{E à utiliser avec prudence}) était le plus élevé de tous les groupes étudiés, soit trois fois supérieur à celui des personnes cisgenres (graphique 3).

Tableau de données du graphique 3

Tableau de données du graphique 3
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Pourcentage		Intervalle de confiance à 95 %
			inférieur	supérieur
Note E à utiliser avec prudence Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes et femmes cisgenres (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Source : Statistique Canada, Enquête canadienne sur l’incapacité, 2022.
Hommes et femmes cisgenres (référence)	27,1		26,8	27,5
Hommes et femmes transgenres	38,5	E à utiliser avec prudence Tableau de données du graphique 3 Note *	29,3	48,6
Personnes non binaires	81,9	E à utiliser avec prudence Tableau de données du graphique 3 Note *	66,0	91,3

Le stress minoritaire, c’est-à-dire le stress chronique subi par la population 2ELGBTQ+ en raison de la stigmatisation sociale, de la discrimination et de l’intériorisation d’attitudes sociétales négatives, est une explication courante des moins bons résultats en matière de santé mentale observés au sein de cette population^Note . D’après les données de l’ECI standardisées selon l’âge^Note , les incapacités liées à la santé mentale étaient les plus fréquentes chez les personnes de la diversité de genre, tandis que celles liées à la douleur prédominaient chez les personnes cisgenres. Parmi les personnes âgées de 18 ans et plus ayant une incapacité, 1 personne cisgenre sur 10 (10,1 %) avait une incapacité liée à la santé mentale. Cette proportion était beaucoup plus élevée chez les hommes et les femmes transgenres (27,0 %^{E à utiliser avec prudence}), et les personnes non binaires (63,8 %^{E à utiliser avec prudence}) affichaient le pourcentage le plus important. Des études ont établi un lien entre les expériences de harcèlement, de discrimination et de victimisation et les problèmes de santé mentale observés chez les personnes transgenres ou non binaires^Note .

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Diversité au sein de la diversité de genre

Dans de nombreuses communautés et cultures autochtones, la diversité de genre est acceptée depuis longtemps, et cette diversité est souvent désignée au moyen des termes « deux esprits » et « bispiritualité ». Selon les données du Recensement de 2021, les Autochtones de 18 ans et plus représentaient 4,4 % de la population du Canada. La proportion de personnes non binaires qui étaient autochtones était plus élevée que dans les autres groupes étudiés.  Après standardisation selon l’âge, 4,3 % des hommes cisgenres et 4,6 % des femmes cisgenres au Canada étaient autochtones. Le pourcentage de personnes autochtones au sein de la population non binaire était deux fois plus élevé, s’élevant à 9,1 %. En comparaison, 6,2 % des hommes transgenres et 4,7 % des femmes transgenres étaient autochtones (tableau 1).

Afin de tenir compte du chevauchement considérable entre la population immigrante et la population racisée, ainsi que de la petite taille de l’échantillon des populations transgenre et non binaire, la présente analyse s’est concentrée sur quatre groupes agrégés : 1) les personnes non immigrantes non racisées; 2) les personnes non immigrantes racisées; 3) les personnes immigrantes non racisées; et 4) les personnes immigrantes racisées. Alors que le statut de personne immigrante ou racisée variait selon le genre, les personnes non binaires présentaient des tendances distinctes. Comparativement aux autres groupes étudiés, les personnes non binaires étaient proportionnellement moins nombreuses à être des personnes immigrantes racisées et, de ce fait, étaient plus susceptibles d’être des personnes non immigrantes non racisées. Après standardisation selon l’âge, 6,0 % des personnes non binaires étaient des personnes immigrantes racisées, comparativement à près du cinquième des femmes cisgenres (20,6 %) et des hommes cisgenres (19,0 %). Les proportions correspondantes étaient de 18,3 % pour les femmes transgenres et de 17,3 % pour les hommes transgenres.

Analyse de la pauvreté

Le revenu est souvent considéré comme le plus important déterminant social de la santé, puisqu’il influence les conditions de vie globales d’une personne. Bien que les résultats en matière de santé varient selon le niveau de revenu, ce sont les personnes vivant en situation de pauvreté qui connaissent les plus grandes disparités dans ce domaine, comme une espérance de vie plus courte^Note . Des conditions de vie et de travail défavorables liées à la pauvreté (p. ex. logement de piètre qualité, insécurité alimentaire et emploi précaire) peuvent également entraîner de moins bons résultats en matière de santé physique et mentale^Note .

Le taux de pauvreté a été calculé à l’aide de la mesure fondée sur un panier de consommation (MPC), laquelle a été établie pour déterminer le seuil officiel de la pauvreté au Canada. La MPC tient compte du revenu disponible et de la taille des familles canadiennes, ainsi que des différences de coûts des aliments, de l’habillement, du logement, du transport et des autres nécessités pour 53 régions géographiques dans les provinces et 13 autres régions dans les territoires au Canada^Note . Selon la MPC, une famille est considérée comme vivant en situation de pauvreté si, compte tenu de sa taille et de sa région de résidence, elle n’a pas un revenu disponible suffisant pour acheter des biens et des services considérés comme correspondant à un niveau de vie modeste et de base. Pour le Recensement de 2021, la période de référence de la MPC est l’année civile 2020. Les résultats présentés ci-dessous sont standardisés selon l’âge pour les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et hors réserve^Note  dans les provinces et les territoires.

Les personnes de la diversité de genre sont les plus touchées par la pauvreté

De manière générale, les jeunes adultes sont plus susceptibles de vivre en situation de pauvreté que les personnes plus âgées. Toutefois, même après standardisation selon l’âge, les personnes de la diversité de genre étaient proportionnellement plus nombreuses à vivre en situation de pauvreté que les personnes cisgenres. Les taux de pauvreté standardisés selon l’âge étaient plus élevés chez les femmes transgenres (11,1 %) et les hommes transgenres (10,5 %) que chez les femmes et les hommes cisgenres (7,0 % dans les deux cas). Avec un taux de 17,8 %, les personnes non binaires étaient les plus susceptibles de vivre en situation de pauvreté — soit plus de deux fois le taux national (7,0 %) (graphique 4).

Il est important de tenir compte du contexte de ces résultats, puisque les données ont été recueillies au cours d’une année atypique en raison de la pandémie de COVID-19. Les taux de pauvreté étaient plus bas en 2020 qu’au cours des années précédentes, ce qui témoigne d’une tendance à la baisse avant la pandémie, et les transferts gouvernementaux liés à la pandémie ont contribué à accroître le revenu des ménages et à réduire la proportion de la population en situation de faible revenu^Note .

Tableau de données du graphique 4

Tableau de données du graphique 4
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Pourcentage	Intervalle de confiance à 95 %
		inférieur	supérieur
Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes cisgenres (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et hors réserve dans les provinces et les territoires. Il exclut les personnes ayant un statut de résident non permanent. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
Hommes cisgenres (référence)	7,0	7,0	7,1
Femmes cisgenres	7,0	7,0	7,1
Hommes transgenres	10,5 Tableau de données du graphique 4 Note *	9,6	11,4
Femmes transgenres	11,1 Tableau de données du graphique 4 Note *	10,4	11,9
Personnes non binaires	17,8 Tableau de données du graphique 4 Note *	16,4	19,3

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Les personnes non binaires sont les plus susceptibles d’avoir des besoins impérieux en matière de logement

Le logement est largement reconnu comme étant un important déterminant social de la santé^Note , et de mauvaises conditions de logement sont associées à des résultats négatifs en matière de santé^Note . Un ménage est considéré comme ayant des besoins impérieux en matière de logement s’il réside dans un logement inabordable, de qualité inadéquate ou de taille non convenable, et qu’il doit dépenser 30 % ou plus de son revenu au paiement du loyer médian d’un autre logement convenable et adéquat dans sa collectivité^Note . Après standardisation selon l’âge, les personnes non binaires étaient deux fois plus susceptibles (15,4 %) d’avoir des besoins impérieux en matière de logement que les hommes cisgenres (6,4 %). Les femmes transgenres (8,6 %), les femmes cisgenres (7,9 %) et les hommes transgenres (7,6 %) étaient également plus touchés que ces derniers (graphique 5).

Tableau de données du graphique 5

Tableau de données du graphique 5
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Pourcentage	Intervalle de confiance à 95 %
		inférieur	supérieur
Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes cisgenres (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et hors réserve dans les provinces et les territoires. Il exclut les personnes ayant un statut de résident non permanent. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
Hommes cisgenres (référence)	6,4	6,4	6,5
Femmes cisgenres	7,9 Tableau de données du graphique 5 Note *	7,8	7,9
Hommes transgenres	7,6 Tableau de données du graphique 5 Note *	7,0	8,4
Femmes transgenres	8,6 Tableau de données du graphique 5 Note *	8,0	9,2
Personnes non binaires	15,4 Tableau de données du graphique 5 Note *	14,1	16,7

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Les personnes de la diversité de genre présentent des taux de pauvreté plus élevés que les hommes cisgenres, quel que soit leur niveau de scolarité

Pour chaque niveau de scolarité, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les personnes de la diversité de genre que chez les hommes cisgenres, même après standardisation selon l’âge. Par exemple, parmi les personnes titulaires d’un baccalauréat ou d’un grade supérieur, les personnes non binaires (14,3 %) étaient plus de deux fois plus susceptibles de vivre sous le seuil de pauvreté que les hommes cisgenres (5,7 %). De même, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les hommes transgenres (8,1 %) et les femmes transgenres (7,9 %) que chez leurs homologues cisgenres (5,7 % et 5,2 %, respectivement) (graphique 6).

Tableau de données du graphique 6

Tableau de données du graphique 6
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Pourcentage et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Pourcentage	Intervalle de confiance à 95 %
		inférieur	supérieur
Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes cisgenres (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé et hors réserve dans les provinces et les territoires. Il exclut les personnes ayant un statut de résident non permanent. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
Hommes cisgenres (référence)
Plus haut niveau de scolarité
Baccalauréat ou grade supérieur	5,7	5,6	5,7
Titre de compétences d’un collège, d’un cégep ou d’une université inférieur au baccalauréat	5,6	5,6	5,7
Certificat ou diplôme d’une école de métiers	5,1	5,1	5,2
Diplôme d’études secondaires ou niveau inférieur	9,4	9,3	9,4
Femmes cisgenres
Baccalauréat ou grade supérieur	5,2 Tableau de données du graphique 6 Note *	5,1	5,2
Titre de compétences d’un collège, d’un cégep ou d’une université inférieur au baccalauréat	5,8 Tableau de données du graphique 6 Note *	5,8	5,8
Certificat ou diplôme d’une école de métiers	7,3 Tableau de données du graphique 6 Note *	7,1	7,4
Diplôme d’études secondaires ou niveau inférieur	9,8 Tableau de données du graphique 6 Note *	9,8	9,8
Hommes transgenres
Baccalauréat ou grade supérieur	8,1 Tableau de données du graphique 6 Note *	6,9	9,6
Titre de compétences d’un collège, d’un cégep ou d’une université inférieur au baccalauréat	8,8 Tableau de données du graphique 6 Note *	7,2	10,7
Certificat ou diplôme d’une école de métiers	9,1 Tableau de données du graphique 6 Note *	7,0	11,8
Diplôme d’études secondaires ou niveau inférieur	12,6 Tableau de données du graphique 6 Note *	11,3	14,0
Femmes transgenres
Baccalauréat ou grade supérieur	7,9 Tableau de données du graphique 6 Note *	6,7	9,2
Titre de compétences d’un collège, d’un cégep ou d’une université inférieur au baccalauréat	9,8 Tableau de données du graphique 6 Note *	8,7	11,1
Certificat ou diplôme d’une école de métiers	8,9 Tableau de données du graphique 6 Note *	6,6	12,0
Diplôme d’études secondaires ou niveau inférieur	14,4 Tableau de données du graphique 6 Note *	13,2	15,6
Personnes non binaires
Baccalauréat ou grade supérieur	14,3 Tableau de données du graphique 6 Note *	12,6	16,1
Titre de compétences d’un collège, d’un cégep ou d’une université inférieur au baccalauréat	19,2 Tableau de données du graphique 6 Note *	16,5	22,3
Certificat ou diplôme d’une école de métiers	19,7 Tableau de données du graphique 6 Note *	14,4	26,3
Diplôme d’études secondaires ou niveau inférieur	20,7 Tableau de données du graphique 6 Note *	18,3	23,4

Le nombre d’heures travaillées peut avoir une incidence sur le revenu d’emploi et la probabilité de vivre en situation de pauvreté^Note . Comme mentionné précédemment, les personnes de la diversité de genre étaient moins susceptibles que les hommes cisgenres de travailler à temps plein toute l’année. Pourtant, même parmi les personnes dans cette situation, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les personnes de la diversité de genre que chez les personnes cisgenres. De plus, les personnes transgenres ou non binaires étaient proportionnellement plus nombreuses à occuper des emplois moins bien rémunérés, comme dans le domaine de la vente et des services ou celui des arts, de la culture, des loisirs et des sports. Or, même au sein de ces professions, les personnes non binaires affichaient des taux de pauvreté considérablement plus élevés que les hommes et les femmes cisgenres (tableau 2).

Un examen plus attentif de la composition du ménage révèle des tendances générales similaires. Par exemple, le partage des frais de subsistance en vivant en couple peut permettre des économies, mais les personnes de la diversité de genre vivant en couple demeuraient plus touchées par la pauvreté que leurs homologues cisgenres (tableau 2).

Être une personne immigrante racisée creuse l’écart de pauvreté entre les personnes non binaires et les hommes cisgenres

Un grand nombre d’études montrent que les résultats économiques des personnes racisées et issues de l’immigration sont moins favorables que ceux des personnes non autochtones^Note , non racisées^Note  et non immigrantes^Note . Les personnes immigrantes ont souvent du mal à trouver un emploi en raison d’un certain nombre d’obstacles, dont la non-reconnaissance de l’expérience, des compétences ou des diplômes acquis à l’étranger, ainsi que les barrières linguistiques potentielles^Note . Par ailleurs, il arrive que les personnes racisées se heurtent à des obstacles particuliers sur le marché de l’emploi, comme la discrimination, ce qui peut se traduire par des perspectives d’emploi limitées et un revenu plus faible.

Les taux de pauvreté variaient selon le statut de personne immigrante ou racisée, mais ils étaient les plus élevés chez les personnes non binaires. Par exemple, chez les personnes immigrantes racisées, les taux de pauvreté étaient identiques chez les hommes et les femmes cisgenres (9,7 % dans les deux cas), plus élevés chez les femmes transgenres (11,7 %) et encore plus élevés chez les personnes non binaires (27,9 %) (tableau 2).

Au sein de la population autochtone, les personnes non binaires sont deux fois plus touchées par la pauvreté que les hommes cisgenres

Partout au Canada, les membres des Premières Nations, les Métis et les Inuit connaissent des disparités socioéconomiques^Note  ainsi que des disparités en matière de santé, lesquelles sont profondément ancrées dans les inégalités systémiques et l’héritage persistant laissé par les politiques et les interventions coloniales. Ces disparités sont souvent multidimensionnelles et étroitement liées les unes aux autres. Les Autochtones se heurtent à des obstacles persistants relatifs à l’emploi, comme le racisme systémique, la discrimination, les stéréotypes négatifs et les traumatismes intergénérationnels. De plus, les Autochtones qui vivent dans des régions éloignées peuvent rencontrer d’autres obstacles particuliers, comme un accès limité aux études postsecondaires et moins de perspectives d’emploi^Note .

Après standardisation selon l’âge, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les Autochtones et variaient selon le statut de diversité de genre. Au sein de la population autochtone, les personnes non binaires (23,3 %) étaient les plus touchées par la pauvreté, suivies des femmes transgenres (16,4 %), des hommes transgenres (13,6 %) et des femmes cisgenres (11,2 %). Les hommes cisgenres (10,9 %) étaient les moins susceptibles de vivre en situation de pauvreté (tableau 2).

Après avoir tenu compte des facteurs sociodémographiques et d’emploi, la pauvreté reste plus élevée chez les femmes transgenres et les personnes non binaires

Selon les résultats descriptifs standardisés en fonction de l’âge, les personnes de la diversité de genre, en particulier les personnes non binaires, étaient généralement plus susceptibles de vivre en situation de pauvreté, quel que soit leur profil sociodémographique ou leurs caractéristiques d’emploi (tableau 2). Afin d’étendre la standardisation selon l’âge à ces covariables, la méthodologie des moyennes ajustées des traitements a été utilisée pour fixer les variables de contrôle à leur distribution moyenne chez les hommes cisgenres dans l’échantillon d’analyse (voir la section Données et méthodologie). Après avoir tenu compte de l’âge, la standardisation des caractéristiques suivantes a pu être réalisée : le plus haut niveau de scolarité, le travail, le groupe professionnel, le statut étudiant, la composition du ménage, le statut de personne immigrante ou racisée, l’identité autochtone et la difficulté à accomplir les activités de la vie quotidienne^Note .

Après prise en compte de ces facteurs, les taux de pauvreté des personnes non binaires (12,8 %) et des femmes transgenres (8,4 %) ont diminué légèrement, mais ils demeuraient supérieurs à celui des hommes cisgenres (7,0 %). Toutefois, la différence entre les hommes transgenres (7,5 %) et les hommes cisgenres n’était plus statistiquement significative. À l’inverse, les femmes cisgenres (5,4 %) étaient désormais moins susceptibles de vivre en situation de pauvreté que les hommes cisgenres (tableau 3). Étant donné que la MPC est calculée au niveau de la famille, les taux de pauvreté rendent compte du revenu familial combiné. Les femmes cisgenres peuvent présenter des taux de pauvreté plus faibles en partie parce qu’elles vivent avec un conjoint (marié ou de fait) ayant un revenu plus élevé ou qu’elles bénéficient de mesures de soutien au revenu, comme l’Allocation canadienne pour enfants, d’autant plus qu’elles représentent la majorité des familles monoparentales.

Analyse du revenu d’emploi

Dans cette section, on examine le revenu d’emploi moyen des personnes transgenres ou non binaires en le comparant avec celui des hommes cisgenres. Pour le Recensement de 2021, Statistique Canada a utilisé les données sur le revenu de l’Agence du revenu du Canada de l’année civile 2020 des personnes ayant répondu au recensement afin de permettre une estimation complète du revenu. L’échantillon d’analyse était limité aux personnes de 25 à 64 ans occupant un emploi en 2020. Le revenu d’emploi mesuré dans cette section comprend les salaires bruts, les traitements, les pourboires et les commissions. Les personnes exerçant un travail autonome et celles aux études ont été exclues de l’échantillon pour se concentrer sur les salaires versés par un organisme ou une entreprise, et comparer les personnes plus susceptibles d’occuper des emplois de carrière plutôt que temporaires.

L’écart salarial est défini comme la différence entre le revenu d’emploi annuel moyen des hommes cisgenres et celui des autres groupes d’intérêt par rapport à celui des hommes cisgenres. Une valeur positive indique que les hommes cisgenres gagnent plus que les membres du groupe d’intérêt, tandis qu’une valeur négative indique le contraire.

En prenant compte de l’âge, les personnes de la diversité de genre gagnent moins que les hommes cisgenres

Après standardisation selon l’âge, les personnes de la diversité de genre âgées de 25 à 64 ans et en emploi gagnaient 0,91 $ pour chaque dollar gagné par les hommes cisgenres dans la même situation, bien qu’elles soient plus susceptibles que ces derniers d’être titulaires d’un baccalauréat ou d’un grade supérieur (35,7 % contre 33,5 %, respectivement). Un examen plus approfondi révèle également l’existence de disparités entre les groupes étudiés.

Avant standardisation selon l’âge, le revenu d’emploi des personnes travaillant à temps plein ou à temps partiel allait d’un minimum de 48 100 $ pour les personnes non binaires à un maximum de 70 500 $ pour les hommes cisgenres. Comme on pouvait s’y attendre, la standardisation selon l’âge a eu l’effet le plus prononcé sur le revenu d’emploi moyen des deux groupes les plus jeunes, à savoir les personnes non binaires et les hommes transgenres. Ce résultat indique que l’âge plus jeune des personnes non binaires et des hommes transgenres constitue un facteur expliquant leur revenu plus faible. Toutefois, même après la standardisation selon l’âge, d’importants écarts salariaux par rapport aux hommes cisgenres subsistaient parmi tous les groupes étudiés. Parmi les personnes travaillant à temps plein ou à temps partiel, les femmes transgenres gagnaient 26,1 % de moins que les hommes cisgenres, et les femmes cisgenres gagnaient 23,9 % de moins que ces derniers. L'écart salarial par rapport aux hommes cisgenres s'élevait à 14,2 % pour les personnes non binaires et à 13,2 % pour les hommes transgenres (tableau 4).

Au sein de la population en âge de travailler, le nombre d’heures travaillées variait grandement entre les groupes étudiés. En 2020, les hommes cisgenres âgés de 25 à 64 ans (69,1 %) étaient les plus susceptibles de travailler à temps plein toute l’année, suivis des femmes cisgenres (61,3 %), des hommes transgenres (58,5 %), des femmes transgenres (56,1 %) et des personnes non binaires (52,3 %)^Note . Le nombre d’heures travaillées ayant une incidence sur le revenu, la suite de la présente analyse porte sur les personnes travaillant à temps plein toute l’année, afin de permettre la comparaison entre les groupes.

Parmi les personnes en emploi à temps plein toute l’année, les données non standardisées démontraient d’importants écarts salariaux chez tous les groupes étudiés par rapport aux hommes cisgenres. Avec un revenu annuel moyen de 81 900 $, les hommes cisgenres affichaient le revenu le plus élevé. Les revenus moyens étaient plus faibles chez les hommes transgenres (68 900 $), les femmes cisgenres (67 800 $), les personnes non binaires (66 000 $) et les femmes transgenres (64 300 $) (tableau 6). Après standardisation selon l’âge, les écarts salariaux par rapport aux hommes cisgenres persistaient parmi tous les groupes étudiés, reflétant les tendances observées dans l’ensemble de la population occupant un emploi rémunéré à temps partiel ou à temps plein (graphique 7). Comparativement aux hommes cisgenres, les femmes transgenres présentaient le plus grand écart salarial (20,3 %), suivies des femmes cisgenres (17,6 %). Les hommes transgenres (10,1 %) et les personnes non binaires (5,9 %) affichaient également d’importants écarts salariaux par rapport aux hommes cisgenres^Note .

Tableau de données du graphique 7

Tableau de données du graphique 7
Sommaire du tableau
Les données sont présentées selon Statut de diversité de genre (titres de rangée) et Personnes occupant un emploi rémunéré à temps plein ou à temps partiel, Personnes occupant un emploi à temps plein toute l’année, Dollars, Intervalle de confiance à 95 %, Dollars et Intervalle de confiance à 95 %, calculées selon inférieur, supérieur, inférieur et supérieur unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).

Statut de diversité de genre	Personnes occupant un emploi rémunéré à temps plein ou à temps partiel			Personnes occupant un emploi à temps plein toute l’année
	Dollars	Intervalle de confiance à 95 %		Dollars	Intervalle de confiance à 95 %
		inférieur	supérieur		inférieur	supérieur
Note * valeur significativement différente de l’estimation pour les hommes cisgenres dans la même catégorie d'activité de rémunération (référence) (p < 0,05) Retour à la référence de note&nbsp;* referrer Notes : L’échantillon inclut les personnes âgées de 25 à 64 ans qui gagnaient un salaire au cours de l’année précédant le recensement. Les personnes en emploi se trouvant dans le premier et le dernier centile, les personnes ayant un revenu provenant d’un travail autonome et les personnes aux études ont été exclues de l’échantillon. Les personnes ayant un statut de résident non permanent ont également été exclues. Les personnes occupant un emploi à temps plein toute l’année ont travaillé de 49 à 52 semaines, principalement à temps plein (c.-à-d. 30 heures ou plus par semaine). Le revenu d’emploi annuel moyen a été arrondi à la centaine près. Source : Statistique Canada, Recensement de la population, 2021.
Hommes cisgenres (référence)	70 500	70 437	70 547	81 900	81 876	82 021
Femmes cisgenres	53 700 Tableau de données du graphique 7 Note *	53 623	53 726	67 500 Tableau de données du graphique 7 Note *	67 488	67 607
Hommes transgenres	61 200 Tableau de données du graphique 7 Note *	59 095	63 324	73 700 Tableau de données du graphique 7 Note *	70 956	76 413
Femmes transgenres	52 100 Tableau de données du graphique 7 Note *	50 836	53 387	65 300 Tableau de données du graphique 7 Note *	63 639	66 906
Personnes non binaires	60 500 Tableau de données du graphique 7 Note *	58 287	62 652	77 100 Tableau de données du graphique 7 Note *	74 674	79 556

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Incidence des normes relatives au genre sur les expériences de transition et les résultats économiques

Le degré selon lequel la société valorise une certaine expression de genre peut avoir une incidence sur les expériences de transition^Note  et, par conséquent, influencer les résultats économiques des personnes concernées. Les femmes transgenres ont tendance à subir un jugement plus sévère, certaines personnes percevant cette transition comme un abandon de la masculinité au profit de la féminité. Cette transition peut aussi être interprétée comme un abandon de la position privilégiée dont bénéficient les hommes pour être une femme, un acte pouvant être perçu comme une « double transgression ». À l’inverse, les hommes transgenres peuvent être vus comme acquérant des traits valorisés socialement, en accédant à la position privilégiée occupée par les hommes, ce qui cause généralement moins de résistance sociale et de discrimination dans la vie quotidienne que celles vécues par les femmes transgenres^Note .

En milieu de travail, cette dynamique peut se manifester par un traitement inégal. En effet, les femmes transgenres peuvent être confrontées à une perception réduite de leurs compétences et de leur valeur, même si elles avaient occupé le même rôle et avaient démontré leurs compétences avant la transition. L’autorité et le respect qu’elles inspiraient peuvent s’éroder après la transition, ce qui met en évidence le fait que la compétence et le leadership sont encore souvent associés à la masculinité dans la société^Note . Cette différence de traitement peut être déstabilisante pour les femmes transgenres, ainsi que pour les hommes transgenres, puisqu’ils connaissent un profond bouleversement dans la manière dont on les considère et les traite, simplement en raison de leur transition.

De plus, l’intersection entre l’âge et le processus de transition peut avoir des répercussions sur les résultats économiques. Une étude^Note  a révélé que parmi les personnes ayant participé à une enquête américaine de 2015 sur les personnes transgenres, les femmes transgenres qui avaient fait leur transition à l’âge de 25 ans ou plus^Note  avaient un revenu plus élevé que celles qui l’avaient faite plus tôt. À l’inverse, les hommes transgenres qui avaient fait leur transition avant 25 ans gagnaient plus que ceux qui l’avaient faite plus tard. Ces tendances reflètent l’écart salarial observé de manière plus générale entre les femmes et les hommes cisgenres : les femmes transgenres, qui ont été perçues comme des hommes avant leur transition, ont un avantage économique par rapport aux hommes transgenres, qui ont été perçus comme des femmes avant leur transition. Les personnes non binaires peuvent également connaître des différences en fonction de leur sexe à la naissance^Note , de leur processus de transition et de la façon dont leur genre est perçu par les autres. Ce sujet peu étudié demeure un domaine de recherche à approfondir.

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Parmi les titulaires d’un diplôme universitaire, les personnes de la diversité de genre gagnent moins en moyenne que les hommes cisgenres

Les résultats standardisés selon l’âge suggèrent que les personnes de la diversité de genre tirent un moins grand rendement de leur éducation que les hommes cisgenres. Bien que les revenus d’emploi soient généralement plus élevés chez les titulaires d’un diplôme universitaire, les hommes cisgenres demeuraient les mieux rémunérés de tous les groupes étudiés. Le revenu d’emploi annuel moyen des hommes cisgenres s’élevait à 99 300 $, tandis que les femmes transgenres et cisgenres ayant le même niveau de scolarité gagnaient respectivement 18,1 % et 16,0 % de moins. L’écart salarial par rapport aux hommes cisgenres était de 13,0 % pour les personnes non binaires et de 9,2 % pour les hommes transgenres (tableau 5).

Le fait d’être titulaire d’un certificat ou d’un diplôme d’une école de métiers se traduisait par un revenu plus élevé pour les hommes et les personnes non binaires, mais pas pour les femmes. Parmi les personnes travaillant à temps plein toute l’année et dont le plus haut niveau de scolarité était un certificat ou un diplôme d’une école de métiers, les hommes cisgenres, les hommes transgenres et les personnes non binaires affichaient des revenus semblables, tandis que les femmes cisgenres et transgenres gagnaient beaucoup moins (tableau 5). Cela pourrait s’expliquer en partie par le fait que les femmes ont tendance à s’orienter vers des métiers moins bien rémunérés. Des travaux de recherche sur les qualifications des apprentis au sein de la population générale indiquent que les hommes suivent le plus souvent une formation d’électricien, tandis que les femmes s’inscrivent plus fréquemment à des programmes d’apprentissage en coiffure ou dans d’autres métiers moins bien rémunérés^Note .

Les femmes transgenres et cisgenres font face à des écarts salariaux dans les professions liées aux métiers

Tout comme chez les titulaires d’un certificat ou d’un diplôme d’une école de métiers, les revenus standardisés selon l’âge dans les domaines des métiers, du transport et de la production^Note  reflétaient les rôles de genre typiques. Autrement dit, dans les professions des métiers, du transport et de la production, seules les femmes transgenres et cisgenres affichaient un écart salarial par rapport aux hommes cisgenres. Cela était le cas dans ces domaines tant pour les emplois de gestion ou ceux nécessitant une formation postsecondaire (formation, études, expérience et responsabilités [FEER] 0 à 3) que pour ceux nécessitant un diplôme d’études secondaires ou moins (FEER 4 et 5).

Le revenu d’emploi des personnes travaillant à temps plein toute l’année variait également au sein d’autres groupes professionnels. Par exemple, parmi les personnes travaillant dans le domaine de la vente et des services, l’écart salarial par rapport aux hommes cisgenres était de 30,2 % pour les femmes transgenres, de 26,3 % pour les femmes cisgenres et de 16,7 % pour les hommes transgenres, tandis que l’écart n’était pas statistiquement significatif pour les personnes non binaires (tableau 5).

Après prise en compte des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi, les écarts salariaux persistent chez les personnes de la diversité de genre

Outre l’âge, les variations des caractéristiques socioéconomiques entre les groupes peuvent elles aussi contribuer à expliquer certains écarts salariaux. La méthodologie des moyennes ajustées des traitements a été utilisée pour fixer les variables de contrôle à leur distribution moyenne chez les hommes cisgenres dans l’échantillon d’analyse. Après avoir tenu compte de l’âge, la standardisation des caractéristiques suivantes a pu être effectuée : la composition du ménage, le centre de population, la région, le statut de personne immigrante ou racisée, l’identité autochtone, la difficulté à accomplir les activités de la vie quotidienne, le plus haut niveau de scolarité, la profession, et l’affiliation syndicale ou la cotisation à un régime de pension d’employeur^Note .

Après prise en compte de toutes les variables, parmi les personnes travaillant à temps plein toute l’année, tous les groupes étudiés gagnaient moins que les hommes cisgenres. Dans l’ensemble, ce sont ces derniers qui affichaient le revenu d’emploi annuel moyen le plus élevé (81 900 $), et les écarts salariaux variaient selon le groupe. Les hommes transgenres (76 300 $) et les personnes non binaires (71 800 $) gagnaient en moyenne moins que les hommes cisgenres, et aucune différence statistiquement significative n’était observée entre ces deux groupes. Les femmes transgenres (66 300 $) et les femmes cisgenres (66 000 $) gagnaient encore moins que les autres groupes. En d’autres termes, l’écart salarial par rapport aux hommes cisgenres était le plus prononcé chez les femmes, aussi bien cisgenres (19,5 %) que transgenres (19,1 %), puis chez les personnes non binaires (12,4 %) et les hommes transgenres (6,9 %) (tableau 6). Après prise en compte de l’âge et des variables sociodémographiques et d’emploi, on observe une diminution du revenu d’emploi moyen des personnes non binaires et des femmes cisgenres par rapport à celui des hommes cisgenres, ce qui pourrait être attribuable à certains facteurs comme leur niveau de scolarité relativement plus élevé.

Discussion et conclusion

L’inégalité économique peut avoir des répercussions importantes. Le revenu est souvent considéré comme le plus important déterminant social de la santé, et le fait d’avoir un faible revenu ou de vivre en situation de pauvreté est associé à de moins bons résultats en matière de santé physique et mentale. Cette analyse contribue à combler les lacunes statistiques concernant les caractéristiques sociodémographiques et les résultats économiques des populations transgenre et non binaire au Canada. La standardisation selon l’âge permet de mieux comprendre la variation de ces caractéristiques et résultats entre les personnes de la diversité de genre et les personnes cisgenres, et d’établir des comparaisons pertinentes de ces populations aux structures par âge très différentes.

Les résultats montrent que les populations transgenre et non binaire présentent des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi distinctes, lesquelles sont généralement associées à des résultats économiques moins favorables. Par exemple, les personnes de la diversité de genre étaient beaucoup plus jeunes en moyenne, affichaient des taux d’incapacité bien plus élevés, travaillaient un moins grand nombre d’heures et avaient tendance à occuper des emplois moins bien rémunérés. En ce qui concerne le niveau de scolarité, des variations notables étaient observées : parmi tous les groupes, les personnes non binaires étaient les plus susceptibles d’être titulaires d’un baccalauréat ou d’un grade supérieur, tandis que le contraire était vrai pour les hommes et les femmes transgenres. Les jeunes de la diversité de genre étaient plus susceptibles d’être NEET que les jeunes cisgenres, et les taux NEET étaient les plus élevés chez les femmes transgenres.

Dans la présente analyse, on a examiné si, au sein de la population âgée de 18 ans et plus, les taux de pauvreté étaient plus élevés chez les personnes transgenres ou non binaires que chez les hommes cisgenres, après prise en compte des caractéristiques sociodémographiques et d’emploi. Selon les résultats descriptifs standardisés selon l’âge, les personnes transgenres, et les personnes non binaires dans une encore plus grande mesure, étaient généralement plus susceptibles de vivre en situation de pauvreté, et ce, quels que soient leur niveau de scolarité, leur travail, leur groupe professionnel, leur statut étudiant, la composition de leur ménage, leur statut de personne immigrante ou racisée et leur identité autochtone.

Après avoir tenu compte de ces facteurs et de la difficulté à accomplir les activités de la vie quotidienne, les taux de pauvreté restaient plus élevés chez les personnes non binaires et les femmes transgenres que chez les hommes cisgenres, tandis que les hommes transgenres étaient tout aussi susceptibles que ces derniers de vivre en situation de pauvreté. À l’inverse, les femmes cisgenres étaient moins susceptibles de vivre en situation de pauvreté que les hommes cisgenres. Au moment d’interpréter ces résultats, il convient de garder à l’esprit que la MPC est déterminée au niveau de la famille et qu’elle rend compte du revenu familial combiné. Les taux de pauvreté plus faibles observés chez les femmes cisgenres, après prise en compte de toutes les variables, peuvent s’expliquer en partie par le fait qu’elles vivent avec un conjoint ayant un revenu plus élevé ou qu’elles bénéficient de mesures de soutien au revenu, comme l’Allocation canadienne pour enfants, d’autant plus qu’elles représentent la majorité des familles monoparentales.

Les résultats de cette analyse montrent qu’au sein de la population âgée de 25 à 64 ans, les personnes de la diversité de genre occupant un emploi connaissaient d’importants écarts de revenu d’emploi annuel moyen par rapport aux hommes cisgenres. La standardisation selon l’âge a eu l’effet le plus prononcé sur le revenu des personnes non binaires et des hommes transgenres, qui sont en moyenne plus jeunes que les autres groupes étudiés, ce qui montre que l’âge est un facteur explicatif important de leurs revenus plus faibles. Toutefois, tous les groupes affichaient d’importants écarts salariaux par rapport aux hommes cisgenres, aussi bien avant qu’après la standardisation selon l’âge.

L’inégalité des revenus d’emploi persistait chez les personnes travaillant à temps plein toute l’année, pour tous les groupes étudiés, même après prise en compte de caractéristiques supplémentaires (c.-à-d. composition du ménage, centre de population, région, statut de personne immigrante ou racisée, identité autochtone, difficulté à accomplir les activités de la vie quotidienne, niveau de scolarité, groupe professionnel, affiliation syndicale ou cotisation à un régime de pension d’employeur). En tenant compte de ces facteurs, l’écart salarial par rapport aux hommes cisgenres allait de 19,1 % pour les femmes transgenres à 12,4 % pour les personnes non binaires et à 6,9 % pour les hommes transgenres. À titre de comparaison, l’écart salarial standardisé entre les femmes et les hommes cisgenres était de 19,5 %.

Même si l’écart salarial standardisé était moins prononcé pour les personnes non binaires en emploi que pour d’autres groupes, leur taux de pauvreté demeurait le plus élevé. En plus du fait que les taux de pauvreté sont calculés au niveau de la famille plutôt qu’à celui de la personne, les résultats sont probablement aussi influencés par l’utilisation de deux échantillons analytiques distincts : 1) la population âgée de 18 ans et plus; et 2) les personnes de 25 à 64 ans travaillant à temps plein toute l’année (à l’exclusion des personnes aux études et des personnes exerçant un travail autonome pour faciliter l’analyse comparative entre les groupes). Les caractéristiques utilisées pour définir les échantillons d’analyse peuvent avoir influencé les différences observées dans les résultats relatifs aux taux de pauvreté et à la rémunération. Par exemple, les personnes non binaires étaient plus susceptibles que les autres groupes étudiés d’exercer un travail autonome ou d’être aux études, ou de travailler un moins grand nombre d’heures. Comme ces facteurs peuvent restreindre les revenus, il est possible que la précarité économique des personnes non binaires soit plus grande que ne le laissent entendre les résultats sur le revenu d’emploi.

Dans cet article, on a tenu compte de bon nombre de facteurs généralement associés aux différences en matière de pauvreté et de revenu d’emploi. Toutefois, les disparités observées pourraient être liées à d’autres facteurs qui ne peuvent être mesurés à l’aide des données du recensement, comme la discrimination. Des travaux de recherche suggèrent que les personnes transgenres ou non binaires sont victimes de discrimination en matière d’emploi, ce qui peut se traduire par des revenus plus faibles et de l’insécurité économique. À titre d’exemple, dans une enquête nationale américaine de 2009 sur la discrimination à l’égard des personnes transgenres, environ le quart des personnes transgenres ou non binaires ont déclaré avoir perdu un emploi en raison de discrimination liée à leur identité de genre ou à leur expression de genre^Note . Ces expériences peuvent pousser les personnes de la diversité de genre à accorder la priorité à certaines caractéristiques professionnelles qui ont tendance à être moins bien rémunérées, à se tourner vers des milieux de travail où leur expression de genre n’attire pas tous les regards ou à démissionner pour éviter de faire face à de la discrimination à la suite de l’affirmation de leur identité au travail^Note . L’examen complet des facteurs de revenu d’emploi, dont une mesure des expériences de discrimination, reste un domaine de recherche à explorer à l’avenir.

Il est avéré que la sensibilisation à la diversité de genre et l’acceptation à cet égard se sont accrues au Canada au cours des dernières décennies. Néanmoins, des disparités économiques subsistent. En proposant des résultats désagrégés détaillés et en s’appuyant sur la littérature existante pour explorer les explications possibles des différences observées dans les résultats, l’analyse présentée dans cet article permet de mieux comprendre les disparités économiques entre les personnes transgenres, non binaires et cisgenres au Canada. Les données fournies dans cette analyse peuvent être utilisées pour orienter les politiques, les programmes et les initiatives à l’intention de toutes les personnes vivant au Canada, y compris les hommes transgenres, les femmes transgenres et les personnes non binaires.

Données et méthodologie

Données

L’analyse repose sur les données du Recensement de la population de 2021. Environ 1 ménage privé canadien sur 4 a rempli le questionnaire détaillé du Recensement de 2021. Le grand nombre d’observations pouvant être tirées des données du recensement en font une source de données bien adaptée à l’étude de petits sous-groupes de population. L’échantillon d’analyse global comprend les personnes âgées de 18 ans et plus vivant dans un ménage privé dans les provinces et les territoires. L’âge minimum a été fixé à 18 ans, car il marque généralement le début de la vie adulte, moment à partir duquel les personnes sont davantage susceptibles d’exercer une activité économique indépendante et commencent à quitter le domicile parental. Les personnes ayant un statut de résident non permanent ont été exclues de l’échantillon, car la taille de cette population était trop petite pour permettre une désagrégation en fonction de la diversité de genre et d’autres variables.

Dans la section de l’article consacrée à l’analyse de la pauvreté, les personnes vivant dans les réserves ont également été exclues de l’échantillon, puisque la mesure fondée sur un panier de consommation (MPC) ne comprend pas les coûts pour la population vivant dans les réserves (p. ex. frais de logement). De ce fait, l’utilisation de la MPC n’est pas recommandée pour la population vivant dans les réserves en raison des possibles transferts importants en nature (p. ex. économie de troc) et de la consommation de produits provenant de ses propres activités (p. ex. produits de la chasse, de l’agriculture ou de la pêche) qui pourraient compliquer l’interprétation des statistiques sur le faible revenu. Pour obtenir de plus amples renseignements sur la MPC, veuillez consulter le Dictionnaire, Recensement de la population, 2021 – Mesure du panier de consommation (MPC).

Dans la section de l’article consacrée au revenu d’emploi, l’échantillon d’analyse a été restreint davantage pour ne comprendre que les personnes âgées de 25 à 64 ans qui travaillaient et gagnaient un salaire en 2020 et qui ne touchaient pas de revenu provenant d’un travail autonome. Les personnes exerçant un travail autonome et celles aux études présentent des caractéristiques d’emploi distinctes et ont donc été retirées de l’échantillon pour faciliter l’analyse comparative entre les groupes. De plus, les personnes se trouvant dans le premier et le dernier centile de ces observations triées selon le revenu salarial ont été exclues, puisqu’il s’agit souvent de valeurs aberrantes. Les variables de revenu du Recensement de 2021 sont couplées aux données fiscales de l’année précédente (2020). Tous les montants en dollars sont arrondis à la centaine près. Pour le Recensement de 2021, l’année de référence est 2020 en ce qui concerne les données sur les heures et les semaines travaillées. Les autres variables se rapportent à la semaine de référence du recensement en mai 2021 ou au jour du recensement (c.-à-d. le 11 mai 2021), sauf pour la fréquentation scolaire, qui se rapporte à la période allant de septembre 2020 au 11 mai 2021.

Concepts

Statut de diversité de genre : Ce concept est dérivé du croisement des variables de sexe à la naissance et de genre et se présente comme une variable à cinq catégories dans les données du Recensement de 2021^Note . Le terme « cisgenre » désigne les personnes dont le genre déclaré correspond à leur sexe à la naissance déclaré, tandis que le terme « transgenre » désigne les personnes dont le genre déclaré ne correspond pas à leur sexe à la naissance déclaré. Dans cet article, le terme « non binaire » est utilisé pour décrire tous les genres qui ne sont exclusivement ni hommes ni femmes, bien que les personnes puissent s’identifier à l’aide d’autres termes.

Groupes racisés : Dans le présent article, les données sur les groupes racisés sont mesurées à l’aide de la variable « minorité visible ». Le groupe non racisé est mesuré au moyen de la catégorie « pas une minorité visible » de la variable et il exclut les Autochtones. Aux fins d’analyse, les Autochtones ne font partie ni du groupe racisé ni du groupe non racisé. Le terme « minorité visible » désigne le fait qu’une personne appartient ou non à l’un des groupes de minorité visible définis par la Loi sur l’équité en matière d’emploi. Selon cette définition, les minorités visibles sont définies comme « les personnes, autres que les Autochtones, qui ne sont pas de race blanche ou qui n’ont pas la peau blanche ». La population des minorités visibles est principalement composée des groupes suivants : Sud‑Asiatique, Chinois, Noir, Philippin, Arabe, Latino‑Américain, Asiatique du Sud‑Est, Asiatique occidental, Coréen et Japonais.

Personne immigrante : Ce concept désigne une personne qui est, ou qui a déjà été, une personne immigrante reçue ou résidente permanente. Il s’agit d’une personne à qui les autorités de l’immigration ont accordé le droit de résider au Canada en permanence. Les personnes immigrantes qui ont obtenu la citoyenneté canadienne par naturalisation sont comprises dans ce groupe.

Identité autochtone : Ce concept comprend les personnes qui s'identifient à titre de membres des Premières Nations, Métis et/ou Inuit, et/ou les personnes qui déclarent être des Indiens inscrits ou des Indiens des traités (aux termes de la Loi sur les Indiens du Canada), et/ou les personnes qui sont membres d'une Première Nation ou d'une bande indienne. Les catégories « Premières Nations », « Métis » et « Inuit » ont été agrégées en raison de la petite taille de l’échantillon de la population de la diversité de genre.

Profession : Cette variable se rapporte généralement à l’emploi qu’une personne occupait durant la semaine de référence du recensement. Toutefois, dans le cas des personnes qui n’ont pas travaillé pendant cette semaine-là, mais qui avaient travaillé à un moment quelconque depuis le 1^er janvier 2020, les données portent sur l’emploi occupé le plus longtemps au cours de cette période. Les personnes qui avaient deux emplois ou plus devaient fournir des renseignements sur l’emploi auquel elles avaient consacré le plus d’heures. Dans cette analyse, les catégories de la Classification nationale des professions (CNP) 2021 ont été regroupées en 10 catégories modifiées afin de remédier aux problèmes de taille d’échantillon et, dans la mesure du possible, regroupées selon les catégories de formation, d’études, d’expérience et de responsabilités (FEER) pour mieux rendre compte des éventuels écarts salariaux entre les groupes. Les grandes catégories 0 et 1 de la CNP ont été combinées et divisées en deux catégories correspondant aux groupes FEER (FEER 0 et 1, et FEER 2 à 4). La grande catégorie 4 a été divisée en deux groupes FEER (FEER 0 et 1, et FEER 2 à 5). Les grandes catégories 7, 8 et 9 ont été combinées et divisées en deux groupes FEER (FEER 0 à 3, et FEER 4 et 5). Les autres grandes catégories (2, 3, 5 et 6) ont été laissées telles quelles. Pour obtenir de plus amples renseignements sur les grandes catégories de la CNP et les groupes FEER, veuillez consulter la Classification nationale des professions (CNP) 2021.

Activités de la vie quotidienne (AVQ) : Cette variable sert à identifier les personnes qui éprouvent des difficultés à faire certaines activités, comme les personnes qui ont un problème d’ordre physique, cognitif ou mental à long terme ou tout autre problème de santé à long terme. La variable AVQ est utilisée dans un premier temps pour identifier les personnes susceptibles d’avoir une incapacité afin de déterminer l’échantillon de l’Enquête canadienne sur l’incapacité, qui est menée après le recensement. Dans cette analyse, les réponses indiquant que les personnes rencontraient « toujours » ou « souvent » des difficultés dans leurs activités de la vie quotidienne ont servi à identifier les personnes ayant une incapacité. À l’inverse, les réponses « parfois » et « jamais » ont été utilisées pour constituer le groupe de référence. Toutefois, les estimations relatives à la variable AVQ à elles seules ne peuvent pas être utilisées pour fournir des estimations de l’incapacité au Canada et ne sont pas présentées dans cette analyse.

Pour obtenir de plus amples renseignements sur chacun des concepts mentionnés ci-dessus, veuillez consulter le Dictionnaire, Recensement de la population, 2021.

Méthodologie

Les taux standardisés selon l’âge ont été calculés pour tenir compte de la structure par âge plus jeune des populations transgenre et non binaire, comparativement à la population cisgenre. La structure par âge d’une population désigne la proportion de personnes dans des groupes d’âge prédéterminés. Pour calculer le taux standardisé en fonction de l’âge, on ajuste mathématiquement les populations d’intérêt de sorte à avoir la même structure par âge que pour une population différente (appelée « population type »). De cette façon, les deux groupes ont la même structure par âge, ce qui permet de fournir un portrait plus représentatif de la caractéristique en question.

Dans cette analyse, la population des hommes cisgenres a servi de population de référence par rapport aux autres groupes au moment d’examiner le statut de diversité de genre (femmes cisgenres, hommes transgenres, femmes transgenres et personnes non binaires). Par conséquent, les estimations présentées pour les groupes selon le statut de diversité de genre correspondent à ce que serait l’estimation si la structure par âge de chaque groupe était la même que celle des hommes cisgenres. La sous-population âgée de 18 ans et plus a été divisée en cinq groupes d’âge : 18 à 24 ans, 25 à 34 ans, 35 à 44 ans, 45 à 54 ans et 55 ans et plus. Lorsque la population est restreinte pour des analyses particulières (p. ex. dans la section sur le revenu d’emploi), la structure par âge reflète celle des hommes cisgenres au sein de la population restreinte. Dans les cas où les données sont présentées par comparaison avec la population cisgenre agrégée, elles sont standardisées selon la structure par âge de la population cisgenre, plutôt que de celle des hommes cisgenres.

Pour pouvoir appliquer la standardisation selon l’âge à d’autres variables de contrôle selon la même approche, des moyennes ajustées des traitements ont été utilisées pour standardiser les variables de contrôle socioéconomiques. Cette méthode sert à prédire les valeurs (ici, les taux de pauvreté et le revenu d’emploi moyen selon le statut de diversité de genre), en tenant compte des différentes distributions de chaque covariable. Les estimations présentées selon le statut de diversité de genre correspondent à ce que serait l’estimation si toutes les personnes de l’échantillon présentaient les caractéristiques des covariables dans les mêmes proportions que les hommes cisgenres. Lorsque la population est restreinte pour des analyses particulières, la répartition de chaque covariable reflète celle des hommes cisgenres au sein de la population restreinte.

Des poids d’enquête ont été appliqués pour le calcul de toutes les estimations. Des poids de répliques répétées équilibrées ont été utilisés pour le calcul des estimations de la variance, des erreurs-types et d’autres indicateurs de qualité liés à la variance.

L’écart de revenu d’emploi en pourcentage est calculé comme suit :

$$100 - (\frac{Salairesmoyensdugrouped’intérêt}{Salairesmoyensdugroupederéférence} )* 100$$

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Statistique Canada. 2023c. Tableau 98-10-0601-01 – Situation de faible revenu et de pauvreté de la personne selon la grande catégorie des professions, les secteurs d’industries, et le travail pendant l’année de référence : Canada, provinces et territoires et divisions de recensement. https://www150.statcan.gc.ca/t1/tbl1/fr/tv.action?pid=9810060101&utm.

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